麥木蓉 魏安平 鐘子康

0 引言

股價(jià)暴漲暴跌是中國(guó)資本市場(chǎng)現(xiàn)階段的嚴(yán)峻現(xiàn)象，進(jìn)入2020年，國(guó)內(nèi)外的股票市場(chǎng)大幅波動(dòng)更是讓我們印象深刻，2020年3月的短短一周內(nèi)，美股接連兩次“熔斷”事件，令全球的投資者陷入恐慌之中，中國(guó)A股市場(chǎng)也因受到外圍影響，上證股指一度跌下2700點(diǎn)。無(wú)論是系統(tǒng)性暴跌風(fēng)險(xiǎn)，或是像最近“瑞幸”這類(lèi)個(gè)股暴跌風(fēng)險(xiǎn)，股價(jià)的極端波動(dòng)嚴(yán)重傷害了投資者的利益，不利于資本市場(chǎng)穩(wěn)定長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，因此如何防范股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，是實(shí)務(wù)界和業(yè)界共同關(guān)注的重要話題。股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)是指股票由于壞消息不斷積累，在未遭受系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的前提下面臨大幅跌價(jià)的風(fēng)險(xiǎn)，不同學(xué)者都嘗試運(yùn)用多種定性或者定量模型進(jìn)行度量(Markowitz，1952；Sharpe，1964；陳國(guó)進(jìn)和張貽君，2009)，學(xué)界普遍認(rèn)可的是Chen et al.(2001)提出的可用個(gè)股的收益率不對(duì)稱(chēng)性衡量股價(jià)崩盤(pán)的風(fēng)險(xiǎn)。

近些年來(lái)，“國(guó)進(jìn)民退”等言論甚囂塵上，引起了社會(huì)對(duì)于民營(yíng)企業(yè)現(xiàn)狀的思考和關(guān)注。作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)中重要的組成部分，習(xí)近平總書(shū)記在2018年11月召開(kāi)的民營(yíng)企業(yè)座談會(huì)發(fā)表重要講話，提出“我國(guó)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)只能壯大、不能弱化，不僅不能‘離場(chǎng)’，而且要走向更加廣闊的舞臺(tái)”。民營(yíng)企業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)體中發(fā)揮著重要的中堅(jiān)力量，而家族企業(yè)作為我國(guó)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的一大組成部分。根據(jù)中國(guó)家族企業(yè)發(fā)展報(bào)告(2011)，“我國(guó)民營(yíng)企業(yè)中有85.4%是家族企業(yè)，以更狹義的家族企業(yè)定義，則有55.5%是家族企業(yè)”；而根據(jù)國(guó)泰安家族企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)顯示，截至2017年底，A股上市公司中有家族成員涉入的家族企業(yè)共有1521家，占A股所有上市公司(3498家)的43.48%?？梢?jiàn)，無(wú)論基于總體經(jīng)濟(jì)還是資本市場(chǎng)的角度，家族企業(yè)在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和資本市場(chǎng)的建設(shè)中占據(jù)舉足輕重的地位。

除了家族企業(yè)日益重要，家族控制具有更獨(dú)特的公司治理問(wèn)題，這為研究者提供了其他一般企業(yè)不具有的雙重委托代理問(wèn)題的視角。一方面，從第一類(lèi)委托代理問(wèn)題來(lái)看，家族控制具有所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)高度集中的特點(diǎn)。家族業(yè)主為了維護(hù)企業(yè)利益，保證基業(yè)長(zhǎng)青，會(huì)更具有監(jiān)督管理層的動(dòng)力(王化成等，2015)。同時(shí)，家族創(chuàng)業(yè)者作為董事長(zhǎng)會(huì)兼任或者會(huì)讓家族成員擔(dān)任企業(yè)管理層，而家族成員對(duì)家族董事會(huì)和企業(yè)高度忠誠(chéng)，從源頭上降低了第一類(lèi)代理沖突。另一方面，從第二類(lèi)委托代理問(wèn)題來(lái)看，大股東“隧道效應(yīng)”可能在家族控制下更為突出(沈華玉等，2017)，使得第二類(lèi)代理沖突加重(Chen et al.，2010)。股價(jià)崩盤(pán)的成因是壞消息的不斷積累，相比于非家族企業(yè)的大股東，家族企業(yè)大股東通過(guò)創(chuàng)始人“二職合一”或者讓家族成員擔(dān)任高管(Anderson and Reeb，2003；Chen et al.，2008)，不僅沒(méi)有限制大股東的侵害行為的執(zhí)行，反而還使得侵害企業(yè)權(quán)益行為更順利實(shí)現(xiàn)(Claessens et al.，2002；Wang，2006)，同時(shí)這種治理體制也極大提高了隱瞞“壞消息”的便利程度，最終使得股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)加劇。

2018年“長(zhǎng)生生物”事件，是家族企業(yè)和股價(jià)崩盤(pán)關(guān)系的極端體現(xiàn)。2018年7月，長(zhǎng)生生物(002680.SZ)爆發(fā)疫苗事件，長(zhǎng)生生物自7月23日被中國(guó)證券監(jiān)督管理會(huì)立案調(diào)查，到12月11日收到深圳證券交易所重大違法強(qiáng)制退市事先告知書(shū)。7月15日后遭受超過(guò)30個(gè)跌停板，股價(jià)崩盤(pán)使得中小股東蒙受巨大的財(cái)富損失。從公司治理的角度來(lái)看，長(zhǎng)生生物是一家典型的家族企業(yè)。根據(jù)長(zhǎng)生生物2017年年度報(bào)告(1)長(zhǎng)生生物科技股份有限公司于2019年11月27日正式被深圳證券交易所決定終止上市，但是公司于2018年三季度開(kāi)始未披露定期報(bào)告。故本文依據(jù)公司2017年年度報(bào)告分析其股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司治理情況。，公司實(shí)際控制人為高俊芳、其丈夫張友奎和其兒子張銘豪，三人合計(jì)持有公司36.66%的股權(quán)。同時(shí)，高俊芳擔(dān)任公司的董事長(zhǎng)、總經(jīng)理和財(cái)務(wù)總監(jiān)，張銘豪擔(dān)任副董事長(zhǎng)和副總經(jīng)理。高俊芳家族擁有公司幾乎全部核心的所有權(quán)、控制權(quán)和管理權(quán)，為長(zhǎng)生生物股價(jià)崩盤(pán)埋下了地雷。此外，還有康美藥業(yè)(600518.SH)、欣泰電氣(300372.SZ)、好利來(lái)(002729.SZ)等家族企業(yè)的崩盤(pán)屢見(jiàn)不鮮。

基于家族大股東侵害的視角，相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)是否更大？當(dāng)家族大股東持股比例上升，參與公司治理的程度越深，股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)是否隨著增加？管理層由家族成員擔(dān)任是否可能淪為業(yè)主發(fā)揮掏空效應(yīng)的“利器”還是更能發(fā)揮“監(jiān)督”作用？這些問(wèn)題前人多從企業(yè)績(jī)效、創(chuàng)新投入、財(cái)務(wù)決策等角度分析家族企業(yè)帶來(lái)的影響(姜付秀等，2017; 黃海杰等，2018; 羅宏和秦際棟，2019; 吳超鵬等，2019)，而從股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)角度考慮，家族企業(yè)是否是一種有效的控制權(quán)安排，至今尚未有學(xué)者進(jìn)行研究。

基于此，本文以2008年至2017年中國(guó)A股非金融上市公司作為樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)得出，相較于非家族企業(yè)，伴隨著家族成員參與公司管理的深入，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)加大，具體而言，家族企業(yè)的大股東侵害是重要的中介效應(yīng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在股權(quán)制衡較低和信息透明度較低的組別，該效應(yīng)更加明顯。本文在考慮了可能的內(nèi)生性問(wèn)題和穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

對(duì)比現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文研究貢獻(xiàn)在于：第一，較早直接探討家族企業(yè)和非家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)差異，基于大股東侵害視角，論述創(chuàng)始人股東與中小股東目標(biāo)不一致可能引發(fā)的后果。第二，基于家族企業(yè)持股比例集中和家族成員參與管理的特征，明確了家族所有和家族管理對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)可能的成因。第三，從異質(zhì)性角度考慮，本文還進(jìn)一步分析了股權(quán)制衡和信息披露質(zhì)量在約束家族大股東侵害發(fā)揮重要作用。最后，本文對(duì)于如何規(guī)避股價(jià)崩盤(pán)，優(yōu)化資本市場(chǎng)改革有著一定的現(xiàn)實(shí)意義。

本文結(jié)構(gòu)余下安排如下：第1部分為文獻(xiàn)綜述和并提出假設(shè)，第2部分為樣本數(shù)據(jù)和研究設(shè)計(jì)，第3部分為本文的實(shí)證結(jié)果與進(jìn)一步分析，第4部分對(duì)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最后一部分為本文結(jié)論以及政策建議。

1 文獻(xiàn)綜述及假設(shè)建立

1.1 家族企業(yè)和股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)

依據(jù)《公司法》和《首次公開(kāi)發(fā)行股票并上市管理辦法》等認(rèn)定，家族企業(yè)是指實(shí)際控制人為自然人或家族，同時(shí)至少1名有親屬關(guān)系的家族成員持股，或者參與管理的企業(yè)。家族企業(yè)具有特殊的治理結(jié)構(gòu)，創(chuàng)始人往往“二職合一”或者家族成員擔(dān)任企業(yè)高管(Anderson and Reeb，2003；Chen et al.，2008)，給委托代理理論的研究產(chǎn)生了與眾不同的視角。基于獨(dú)特的治理體制，過(guò)往研究較多聚焦于家族企業(yè)對(duì)于企業(yè)績(jī)效和盈利質(zhì)量(Anderson and Reeb，2003；Wang，2006；Chen et al.，2010)、信息披露(Chen et al.，2008；魏志華和李常青，2009)、公司投資和股利政策(魏志華等，2012；Anderson et al.，2012)等帶來(lái)的影響。

股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)是指?jìng)€(gè)股發(fā)生價(jià)格大幅度下跌，收益率出現(xiàn)極端負(fù)值的風(fēng)險(xiǎn)(Jin and Myers，2006)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多是基于代理問(wèn)題和信息披露角度去探究股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的成因。比如很多從管理層角度，基于管理層動(dòng)因如股權(quán)激勵(lì)(Kim et al.，2011)、減持行為(孫淑偉等，2017)等，管理層特征如過(guò)度自信(Kim et al.，2016)、能力(Demerjian et al.，2013)、年齡(Andreou et al.，2016)、性別(李小榮和劉行，2012)等方面對(duì)導(dǎo)致上市公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的差異展開(kāi)研究。

當(dāng)所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)發(fā)生分離時(shí)，股東和經(jīng)營(yíng)者就會(huì)產(chǎn)生第一類(lèi)代理沖突(Jensen and Meckling，1976)。而當(dāng)企業(yè)股權(quán)集中并且大股東控制企業(yè)關(guān)鍵職位，大股東會(huì)犧牲中小股東利益而謀取私利，產(chǎn)生第二類(lèi)代理沖突(Shleifer and Vishny，1986)。家族企業(yè)作為一種特殊的控制權(quán)結(jié)構(gòu)，傳統(tǒng)的第一類(lèi)代理沖突在很大程度上得到緩解，而與之對(duì)應(yīng)的卻是可能帶來(lái)更為嚴(yán)重的第二類(lèi)代理沖突(家族大股東侵害)。Chen et al.(2010)指出相較于非家族企業(yè)，由創(chuàng)始家族出任管理層的家族企業(yè)(2)該文獻(xiàn)將家族企業(yè)定義為創(chuàng)始家族成員持續(xù)擔(dān)任高級(jí)管理層職務(wù)、董事會(huì)成員或?yàn)樯鲜泄敬蠊蓶|，該定義與本文類(lèi)似。，大股東和小股東之間的代理沖突更嚴(yán)重。Cheng(2014)指出家族大股東股權(quán)集中并對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性控制，這給予了家族大股東犧牲中小股東利益謀取私利的機(jī)會(huì)。同時(shí)，家族企業(yè)還通過(guò)現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)分離鞏固家庭控制(3)在本文研究樣本中，家族企業(yè)上市公司的兩權(quán)分離度平均值為12.65%，非家族企業(yè)上市公司的兩權(quán)分離度平均值為5.84%；而家族企業(yè)上市公司的現(xiàn)金流權(quán)為38.13%，非家族企業(yè)上市公司的現(xiàn)金流權(quán)為33.16%。同時(shí)，還發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)上市公司第一大股東持股比例為34.61%，非家族企業(yè)上市公司的第一大股東持股比例為36.25%，說(shuō)明創(chuàng)始人家族可能采用了復(fù)雜的股權(quán)結(jié)構(gòu)鞏固自身控制權(quán)。，致使家族企業(yè)大股東和中小股東代理沖突大于非家族企業(yè)。

對(duì)于家族企業(yè)而言，更大的家族所有權(quán)比例可以使得創(chuàng)始人家族具有不受限的自由裁量權(quán)(Anderson and Reeb，2003)。沈華玉等(2017)研究表明控股股東控制權(quán)上升加劇了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)揮了“隧道效應(yīng)”。有學(xué)者指出，家族企業(yè)出于約束型社會(huì)情感財(cái)富會(huì)對(duì)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生抑制作用(朱沆等，2016)，所以有理由相信當(dāng)創(chuàng)始人家族具有更高的所有權(quán)時(shí)，將更容易通過(guò)侵害公司其他股東利益的手段來(lái)獲取私利，并透過(guò)隱藏、積累潛在的不利消息，加劇公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

進(jìn)一步來(lái)說(shuō)，當(dāng)家族成員開(kāi)始參與企業(yè)管理，對(duì)小股東的利益侵害很難避免(Dharwadkar et al.，2000; 陳志斌等，2017)。Miller et al.(2007)基于代理理論和管家理論對(duì)家族企業(yè)績(jī)效進(jìn)行分析，研究表明家族成員參與管理會(huì)導(dǎo)致管理層不負(fù)責(zé)任、竊取中小股東利益、過(guò)度冒險(xiǎn)等行為，這并非一種良好的管理模式。一是當(dāng)家族大股東為了利益而企圖侵占中小股東的利益時(shí)，可以透過(guò)家族成員任職的管理層繞過(guò)公司內(nèi)部決策制度，由家族高管直接執(zhí)行(姜付秀等，2017)；二是，當(dāng)家族成員進(jìn)入上市公司管理層，由于家族內(nèi)的家族文化和創(chuàng)始人的權(quán)威，使得管理層代表控股股東利益而非所有股東利益(Morck and Yeung，2003)，為了創(chuàng)始人家族的利益，家族企業(yè)的管理層往往會(huì)掩蓋控股股東掏空的壞消息(Chen et al., 2008; 許言等，2017)，加劇了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

綜上，由于股權(quán)集中和參與管理，家族大股東更有可能對(duì)企業(yè)中小股東造成侵害，一方面侵害本身造成了壞消息的積累，另一方面家族大股東更有動(dòng)力也更有能力進(jìn)行消息管理，從而隱藏更多的壞消息，進(jìn)而提高了家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)此提出本文待驗(yàn)證的假設(shè)一：

H1：相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)通過(guò)大股東侵害具有更高股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

1.2 家族企業(yè)、股權(quán)制衡與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)

從大股東侵害的角度分析，股權(quán)制衡能有效提升企業(yè)績(jī)效(Shleifer and Vishney，1986; 陳信元和汪輝，2004; 陳德萍和陳永圣，2011)、降低關(guān)聯(lián)交易(陳曉和王琨，2005)、改善公司治理(徐向藝和張立達(dá)，2008)，因此當(dāng)上市公司的其他小股東持股比例上升時(shí)，大股東侵害小股東的行為將更有可能被有效監(jiān)督。

沈華玉等(2017)證明控股股東發(fā)揮的“隧道效應(yīng)”在股權(quán)制衡比例較低時(shí)更為顯著。姜付秀等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，多個(gè)大股東能夠?qū)毓晒蓶|謀取私利的行為進(jìn)行監(jiān)督，從而降低股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，當(dāng)其他大股東相對(duì)于控股股東力量越強(qiáng)，上市公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)越低。譚松濤等(2019)也研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)人大股東能夠顯著降低股價(jià)暴跌的風(fēng)險(xiǎn)，主要原因是提高了股權(quán)制衡比例，降低了控股股東對(duì)上市公司的掏空。

所以，其他中小股東持股比例較低時(shí)，中小股東搭便車(chē)的動(dòng)機(jī)較大，降低了對(duì)家族大股東監(jiān)督的意愿。股權(quán)制衡的喪失使得家族大股東更有可能侵害中小股東利益，產(chǎn)生更多壞消息，從而提高了家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)此本文提出待驗(yàn)證的假設(shè)二：

H2：其他條件不變，在股權(quán)制衡水平較低的公司中，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)更加顯著。

1.3 家族企業(yè)、信息披露質(zhì)量與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)

進(jìn)一步從壞消息隱藏的角度分析，Jin and Mayers(2006)基于信息不對(duì)稱(chēng)和投資者產(chǎn)權(quán)保護(hù)視角，利用全球40個(gè)交易所市場(chǎng)1990年到2001年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)公司透明度與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)，提出了內(nèi)部管理層掩蓋壞消息導(dǎo)致股價(jià)崩盤(pán)的分析框架。隨后，許多學(xué)者從不同角度衡量企業(yè)信息透明度，如盈余管理(Hutton et al.，2009)、稅收激進(jìn)(Kim et al.，2011)、會(huì)計(jì)的保守程度(Kim et al.，2016)和可比性(Kim et al.，2016)等，研究其與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，均得出一致結(jié)論：公司層面信息不透明度越高，公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)越大。葉康濤等(2015)認(rèn)為內(nèi)部控制水平信息的披露，有助于投資者及時(shí)了解企業(yè)經(jīng)營(yíng)情況，降低上市公司和投資者的信息不對(duì)稱(chēng)，避免股價(jià)虛高而帶來(lái)崩盤(pán)的風(fēng)險(xiǎn)升高。

作為專(zhuān)業(yè)的市場(chǎng)參與者，證券分析師發(fā)揮著重要的外部監(jiān)督職能(Jensen and Meckling，1976；Dyck et al., 2010)。證券分析師對(duì)上市公司的關(guān)注和預(yù)測(cè)能提升市場(chǎng)效率，保護(hù)中小投資者的利益(Chen et al., 2017)。結(jié)合我國(guó)當(dāng)前不完善的法律環(huán)境，證券分析師能作為一種有益補(bǔ)充，降低了公司層面信息不透明度對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響(潘越等，2011)。鄭建明等(2015)提出分析師跟蹤可以顯著降低上市公司業(yè)績(jī)預(yù)告違規(guī)的概率，是監(jiān)管制度一種有效替代。而當(dāng)所有分析師都終止對(duì)同一上市公司覆蓋，該上市公司失去了一種有效的外部監(jiān)督，會(huì)導(dǎo)致更多的知情交易，并提升內(nèi)幕交易的收益(Ellul and Panayides，2018)。分析師能依據(jù)披露事項(xiàng)對(duì)上市公司進(jìn)行審查(嚴(yán)若森和葉云龍，2017)，能對(duì)該負(fù)面消息進(jìn)行披露和傳播，降低股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

因此，作為信息透明度的有效代理變量之一，分析師的關(guān)注可以對(duì)家族企業(yè)大股東侵占行為起到一定的外部監(jiān)督作用(潘越等，2011；許年行等，2012)。所以，當(dāng)上市公司的跟蹤分析師越少，上市公司內(nèi)部能夠隱藏的壞消息越多，造成信息透明度的降低。這樣一方面，降低了事前家族大股東潛在“掏空”行為被發(fā)現(xiàn)的可能性和成本；另一方面也使得家族大股東事后已經(jīng)實(shí)施的“掏空”行為(資金占用、關(guān)聯(lián)交易、對(duì)外擔(dān)保等)不能夠及時(shí)、準(zhǔn)確和完整地披露。該信息未能被投資者通過(guò)股票交易及時(shí)反映到股票價(jià)格上，促使壞消息的隱藏和積累而引起股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步加大。據(jù)此本文提出待驗(yàn)證的假設(shè)三：

H3：其他條件不變，在信息透明度較低的公司中，家族企業(yè)對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的作用更加顯著。

本文的假設(shè)推導(dǎo)框架如圖1所示。

圖1 整體研究框架圖

2 樣本數(shù)據(jù)和研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2008年至2017年上海證券交易所和深圳證券交易所的A股上市公司作為研究樣本。家族企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源為CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)所提供的中國(guó)上市公司家族企業(yè)研究數(shù)據(jù)庫(kù)，其他數(shù)據(jù)來(lái)源為CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)及Wind金融資訊終端整理所得。參照過(guò)去文獻(xiàn)(王化成等，2015)對(duì)上市公司的行業(yè)分類(lèi)，本文采用2012年版本證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)。

參照許年行等(2012)、李小榮和劉行(2012)、王化成等(2015)的研究，本文對(duì)樣本做出如下處理：(1)剔除金融類(lèi)上市公司；(2)剔除ST或*ST類(lèi)上司公司；(3)剔除IPO當(dāng)年數(shù)據(jù)；(4)剔除當(dāng)年度周收益率少于30個(gè)觀測(cè)的公司-年度觀察值；(5)剔除變量存在數(shù)據(jù)缺失或異常的樣本。經(jīng)過(guò)整理后，本研究最后選取的樣本公司-年度觀測(cè)值共計(jì)為19143個(gè)。為了降低數(shù)據(jù)極端值對(duì)研究結(jié)果的影響，本文還對(duì)連續(xù)變量在1%和99%百分位上進(jìn)行了縮尾處理。根據(jù)證監(jiān)會(huì)最新修訂的2012年發(fā)布的行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，所選樣本行業(yè)和年度分布情況如表1所示。

表1 樣本公司的行業(yè)和年度分布

續(xù)表

表1中顯示，本研究的樣本的行業(yè)分類(lèi)主要集中于制造業(yè)，年度上市公司數(shù)量除2013年至2015年呈現(xiàn)微幅下降趨勢(shì)外，其余時(shí)間皆呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)。根據(jù)本文對(duì)家族企業(yè)的認(rèn)定，所選樣本企業(yè)類(lèi)型和年度分布情況如表2所示。樣本總體的家族企業(yè)占比為32.81%，即本文認(rèn)定的家族企業(yè)和非家族企業(yè)比例大約為3∶7?？梢?jiàn)，雖然家族企業(yè)占比不及非家族企業(yè)，但是在上市公司中仍然占有舉足輕重的位置。自2008年到2017年，研究樣本的家族企業(yè)占比呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，從2008年的14.72%上升至2017年的42.19%。原因可能來(lái)自于以下兩個(gè)方面：一是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展帶動(dòng)了民營(yíng)經(jīng)濟(jì)，資本市場(chǎng)發(fā)展也逐步成熟，使得優(yōu)質(zhì)的民營(yíng)企業(yè)掛牌上市；二是家族企業(yè)一代創(chuàng)業(yè)者逐漸將家族成員引入到企業(yè)中，在本文對(duì)家族企業(yè)的認(rèn)定下，家族企業(yè)占比不斷上升。

表2 分年度分家族企業(yè)統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

2.2 基準(zhǔn)模型

為檢驗(yàn)假設(shè)H1，本文以股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(CR)作為被解釋變量，以家族企業(yè)(FAM)(虛擬變量)作為主要解釋變量進(jìn)行回歸，為了避免單一虛擬變量帶來(lái)的測(cè)量誤差，同時(shí)采用家族持股(FAM_HOLD)連續(xù)變量和家族管理(FAM_MAN)兩個(gè)連續(xù)變量作為輔助，進(jìn)行回歸，具體模型如下：

傳導(dǎo)路徑的實(shí)證分析

為進(jìn)一步假設(shè)H1的傳導(dǎo)路徑，本文參照Baron and Kenny(1986)、溫忠麟和葉寶娟(2014)的檢驗(yàn)方法，建立路徑模型(3)、模型(4)、模型(5)，檢驗(yàn)大股東侵害(AC)是否發(fā)揮中介效應(yīng)。

在檢驗(yàn)大股東侵害的傳導(dǎo)路徑時(shí)，本文依照如下步驟逐步展開(kāi)，如圖2所示：第一步，在不引入大股東侵害(AC)的情況下，通過(guò)觀察模型(3)的回歸系數(shù)α1，檢驗(yàn)家族企業(yè)(FAM)對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(CR)的直接效應(yīng)；第二步，檢驗(yàn)家族企業(yè)(FAM)對(duì)大股東侵害(AC)的影響，觀察模型(4)的回歸系數(shù)β1；第三步，在控制家族企業(yè)(FAM)的影響情況下，檢驗(yàn)家族大股東侵害(AC)對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的影響，觀察模型(5)的回歸系數(shù)γ2。如果β1和γ2均顯著，而γ1不顯著(顯著)，則表明有完全(部分)中介效應(yīng)。如果β1和γ2至少一個(gè)不顯著，則需進(jìn)一步檢驗(yàn)是否存在中介效應(yīng)，需要對(duì)β1γ2聯(lián)合檢驗(yàn)。Sobel(1982)構(gòu)建了SobelZ值統(tǒng)計(jì)量，原假設(shè)為β1γ2=0。當(dāng)原假設(shè)被拒絕，則說(shuō)明存在中介效應(yīng)。

圖2 傳導(dǎo)路徑實(shí)證分析結(jié)構(gòu)圖

2.3 變量定義

2.3.1 被解釋變量：股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(NCSKEW和DUVOL)

股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)作為主要的核心被解釋變量，本文參考Chen et al.(2001)、Hutton et al.(2009)和Kim et al.(2011)的方法逐步建構(gòu)出股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的衡量測(cè)度。

第一步，為計(jì)算股票i的周特質(zhì)收益率，先計(jì)算模型(1)中的殘差。

(6)

模型(6)被解釋變量為Ri,w，表示某一年度股票i在第w周的收益率；解釋變量為Rm,w，表示A股市場(chǎng)股票在該周經(jīng)流通市場(chǎng)加權(quán)的平均收益率，以及兩期滯后項(xiàng)和兩期超前項(xiàng)。通過(guò)模型(6)的回歸殘差εi,w，計(jì)算模型(7)股票每周的特質(zhì)收益率Wi,w。

Wi,w=ln(1+εi,w)

(7)

第二步，通過(guò)模型(7)計(jì)算的股票每周的特質(zhì)收益率，進(jìn)一步計(jì)算股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)衡量指標(biāo)。本文采用兩種度量指標(biāo)，分別為特質(zhì)收益率負(fù)偏度NCSKEW和漲跌波動(dòng)性DUVOL。具體的計(jì)算方法如下：

模型(8)(9)中采用模型(7)中計(jì)算得到股票i每周的特質(zhì)收益率Wi,w后進(jìn)行進(jìn)一步的計(jì)算，n表示股票i在t年度的交易周數(shù)；nu(nd)表示i股票在t年度高(低)于年平均特質(zhì)收益率Wt的周數(shù)，根據(jù)上述運(yùn)算可得股票的特質(zhì)收益率負(fù)偏度指標(biāo)NCSKEWi,t和漲跌波動(dòng)性指標(biāo)DUVOLi,t。NCSKEWi,t(DUVOLi,t)表示股票i在t年的特質(zhì)收益率負(fù)偏度(漲跌波動(dòng)性)。

NCSKEW和DUVOL均是正向指標(biāo)，當(dāng)NCSKEW(DUVOL)越大，股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)越大。具體而言，NCSKEW衡量的是股票特質(zhì)收益率的偏態(tài)系數(shù)的相反數(shù)，因此稱(chēng)為負(fù)偏度指標(biāo)。當(dāng)股票特質(zhì)收益率分布越偏往左偏，該數(shù)值越大，股價(jià)崩盤(pán)可能性越大。DUVOL衡量的是股票特質(zhì)收益率下跌階段和上漲階段波動(dòng)率的差異，當(dāng)下跌階段波動(dòng)率越高于上漲階段波動(dòng)率，股價(jià)崩盤(pán)可能性越大。

2.3.2 核心解釋變量

(1) 家族企業(yè)(FAM) 家族企業(yè)(FAM)為虛擬變量，參照Anderson and Reeb(2003)、Miller et al.(2007)、申明浩(2008)、朱曉文和呂長(zhǎng)江(2019)的研究，將符合以下條件的公司視為家族企業(yè):①公司實(shí)際控制人為自然人或者家族。②除實(shí)際控制人外，至少1名有親屬關(guān)系的家族成員持股、管理或控制上市公司或控股股東公司的家族企業(yè); 其中，當(dāng)親屬只在控股股東單位持股或者擔(dān)任高管時(shí)，控股股東單位的實(shí)際控制人需要同時(shí)也是上市公司的實(shí)際控制人。當(dāng)上市公司符合家族企業(yè)的認(rèn)定時(shí)，F(xiàn)AM取值為1，否則取值為0。

(2) 家族所有(FAM_HOLD) 參照陳建林(2015)、劉白璐和呂長(zhǎng)江(2016)、金勰和裘益政(2018)，家族所有(FAM_HOLD)，采用實(shí)際控制人家族成員所有權(quán)比例衡量，指的是實(shí)際控制人中所有家族成員擁有的上市公司的終極所有權(quán)比例之和。當(dāng)上市公司不符合上述家族企業(yè)認(rèn)定時(shí)，家族所有(FAM_HOLD)取值均為0。

(3) 家族管理(FAM_MAN) 家族管理(FAM_MAN)是家族企業(yè)的重要治理機(jī)制變量之一。與王明琳等(2010, 2014)、翁宵暐等(2014)相類(lèi)似，家族管理采用家族成員參與公司治理層的比例衡量，指的是采用上市公司中董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員中家族成員的總占比。當(dāng)上市公司不符合上述家族企業(yè)的定義時(shí)，家族管理(FAM_MAN)取值均為0。

(4) 大股東侵害(AC) 根據(jù)Jensen and Meckling(1976)提出的代理理論，在股權(quán)集中前提下，公司治理的主要矛盾不是管理層和股東的第一類(lèi)代理問(wèn)題，而是大股東和中小股東之間的第二類(lèi)代理問(wèn)題。對(duì)于第二類(lèi)代理沖突，大股東對(duì)中小股東利益的侵害可分為兩類(lèi)，一類(lèi)是直接的剝奪，另一類(lèi)是非效率的投資(La Porta et al., 1999)。大股東直接的剝奪可以通過(guò)財(cái)務(wù)報(bào)表的資金侵占作為代理變量來(lái)直接衡量，大股東資金侵占主要是計(jì)入應(yīng)收賬款、預(yù)付賬款和其他應(yīng)收款這三個(gè)會(huì)計(jì)科目；參考李增泉等(2004)、高雷等(2006)、渡邊真理子(2011)的研究，我們采用應(yīng)收賬款與預(yù)付賬款之和與資產(chǎn)合計(jì)的占比(AC)作為大股東侵害的代理變量。

(5)股權(quán)制衡(BALANCE) 參照陳德萍和陳永圣(2011)、王化成等(2015)的研究，股權(quán)制衡以公司當(dāng)年年末第二到五位大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比作為衡量指標(biāo)。上市公司股權(quán)制衡比例的提高，不僅能避免中小股東搭便車(chē)的行為，還能提升中小股東參與公司治理的水平，進(jìn)而對(duì)上市公司大股東進(jìn)行有效監(jiān)督。

(6) 信息透明度(ANAATTEN) 參照徐欣和唐清泉(2010)、潘越等(2011)、許年行等(2012)，本文以當(dāng)年對(duì)上市公司進(jìn)行跟蹤發(fā)布盈利預(yù)測(cè)的分析師或分析師團(tuán)隊(duì)的數(shù)量加一取對(duì)數(shù)作為分析師關(guān)注的衡量指標(biāo)。

2.3.3 其他變量

參照Hutton et al. (2009)、Kim et al. (2011)、許年行等(2012)、李小榮和劉行(2012)、王化成等(2015)等國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，本文選取股票平均周收益率(RET)、股票平均周波動(dòng)率(SIGMA)、股票平均月超額換手率(OTURNOVER)、股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(NCSKEW/DUVOL)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)、經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)(ROE)、市賬比(MB)、信息不對(duì)稱(chēng)性(ABACC)作為控制變量。此外，本文還針對(duì)回歸模型控制行業(yè)(IND)固定效應(yīng)和年份(YEAR)固定效應(yīng)，所有解釋變量和控制變量均滯后一期以避免潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，相關(guān)變量定義概覽見(jiàn)表3。

表3 變量定義及衡量方法

2.4 描述性統(tǒng)計(jì)

表4為本文變量的描述性統(tǒng)計(jì)。在全體樣本中，NCSKEW和DUVOL平均值為-0.26和-0.16，與許年行等(2012)、李小榮和劉行(2012)計(jì)算結(jié)果相近；家族企業(yè)(FAM)均值為0.3281，說(shuō)明全樣本中本文認(rèn)定的家族企業(yè)占比為32.81%。大股東侵害(AC)均值為13.68%，最小值為0.22%，最高的可達(dá)到48.29%，不同公司之間的應(yīng)收賬款和預(yù)付賬款占資產(chǎn)合計(jì)比重差異較大，反映不同行業(yè)的經(jīng)營(yíng)模式和不同年度的經(jīng)營(yíng)情況。大股東侵害(AC)標(biāo)準(zhǔn)差為10.57%，在一定程度上反映不同公司之間的大股東侵害問(wèn)題差異較大。信息不對(duì)稱(chēng)性(ABACC)均值為0.0497，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0539，標(biāo)準(zhǔn)差大于均值，說(shuō)明不同公司—年度觀測(cè)值的信息不對(duì)稱(chēng)性差異很大。

表4 描述性統(tǒng)計(jì)

本文以是否家族企業(yè)將樣本分成兩個(gè)子樣本，統(tǒng)計(jì)其觀測(cè)值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差，并對(duì)其均值差異進(jìn)行t檢驗(yàn)。從表5可以看出，按本文對(duì)家族企業(yè)的認(rèn)定，家族企業(yè)和非家族企業(yè)之間的市場(chǎng)數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)存在顯著性差異，且大多在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。無(wú)論是NCSKEW還是DUVOL衡量的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的均值-0.18和-0.10，均在統(tǒng)計(jì)上顯著遠(yuǎn)高于非家族企業(yè)的均值-0.31和-0.20。在單變量檢驗(yàn)下，相較非家族企業(yè)，家族企業(yè)的大股東侵害更為嚴(yán)重。家族企業(yè)的大股東侵害(AC)水平均值為0.1586，而非家族企業(yè)的大股東侵害(AC)水平均值為0.1262，均值差異0.0324，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

在家族企業(yè)中，家族持股水平平均為38.20%，即所有家庭成員持有該上市公司的比例為38.20%，家庭持股標(biāo)準(zhǔn)差為16.28%，說(shuō)明上市公司家庭成員持股差異較大。而家族管理水平平均為15.97%，即董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員中有15.97%的人員為家庭成員，家庭管理水平標(biāo)準(zhǔn)差為9.11%，說(shuō)明不同的上市公司家庭成員任職情況有所不同。

為進(jìn)一步研究家族企業(yè)、大股東侵害與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，需要進(jìn)行進(jìn)一步的回歸分析。

表5 分樣本數(shù)據(jù)單變量檢驗(yàn)

2.5 相關(guān)性分析

各變量的皮爾森(Pearson)相關(guān)系數(shù)見(jiàn)表6。NCSKEW和DUVOL的相關(guān)系數(shù)為0.88，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明這兩個(gè)變量衡量股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)上有著良好的相關(guān)性。而家族企業(yè)(FAM)、家族持股(FAM_HOLD)和家族管理(FAM_MAN)兩兩之間相關(guān)系數(shù)超過(guò)0.8，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但是三個(gè)解釋變量并未在同一個(gè)模型中進(jìn)行回歸分析。

家族企業(yè)(FAM)與NCSKEW和DUVOL的相關(guān)系數(shù)為0.0855和0.0970，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高。家族企業(yè)(FAM)與大股東侵害(AC)的相關(guān)系數(shù)為0.1440，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明家族企業(yè)的大股東侵害更嚴(yán)重。

表6 相關(guān)系數(shù)

家族持股(FAM_HOLD)與NCSKEW和DUVOL的相關(guān)系數(shù)為0.0862和0.0946，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明家族成員持股比例越高，上市公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高。家族持股(FAM_HOLD)與大股東侵害(AC)的相關(guān)系數(shù)為0.1315，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明家族成員持股比例越高，上市公司的大股東侵害更嚴(yán)重。

家族管理(FAM_MAN)與NCSKEW和DUVOL的相關(guān)系數(shù)為0.0765和0.0888，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明家族成員參與管理比例越高，上市公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高。家族管理(FAM_MAN)與大股東侵害(AC)的相關(guān)系數(shù)為0.1240，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明家族成員參與管理比例越高，上市公司的大股東侵害更嚴(yán)重。

3 實(shí)證研究結(jié)果及分析

3.1 基準(zhǔn)回歸： 家族企業(yè)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)

表7回歸(1)和回歸(2)為未加入控制變量的回歸結(jié)果，表7回歸(3)和回歸(4)為加入控制變量后的回歸結(jié)果。表7(3)表明，家族企業(yè)變量(FAM)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)NCSKEW系數(shù)為0.061，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高。表7(4)表明，家族企業(yè)變量(FAM)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)DUVOL系數(shù)為0.040，且在1%的顯著性水平下，說(shuō)明相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高?？刂谱兞糠矫?，股票平均周收益率(RET)、市賬比(MB)、信息不對(duì)稱(chēng)性(ABACC)能夠顯著提高股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，而股票平均周波動(dòng)率(SIGMA)、股票平均月超額換手率(OTURNOVER)、股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(NCSKEW/DUVOL)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)顯著降低股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，與現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)果較為一致(Kim et al., 2011; 魏志華等，2012)。綜上所述，在其他條件不變的情況下，相較于非家族企業(yè)，上市公司中的家族企業(yè)可能存在較高的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，此實(shí)證結(jié)果支持本文所提出的H1。

表8分別以家族所有(FAM_HOLD)和家族管理(FAM_MAN)為主要解釋變量進(jìn)行回歸分析，進(jìn)一步輔助驗(yàn)證假設(shè)一。表8回歸結(jié)果表明家族所有(FAM_HOLD)和家族管理(FAM_MAN)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，且都在1%顯著性水平上顯著。

表7 家族企業(yè)對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)影響

表8 家族參與對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)影響

續(xù)表

綜上所述，其他條件不變，家族所有權(quán)比例和家族成員參與管理比例越高，上市公司的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)越高，此實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了本文所提出的H1。

3.2 機(jī)制探究：大股東侵害的中介效應(yīng)分析

為進(jìn)一步分析家族企業(yè)造成股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高的作用渠道，以大股東侵害(AC)為中介變量進(jìn)行回歸分析。表9回歸(1)結(jié)果表明，家族企業(yè)變量(FAM)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)NCSKEW系數(shù)為0.061，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)高出0.061個(gè)單位。表9回歸(2)結(jié)果表明，家族企業(yè)(FAM)與大股東侵害系數(shù)為0.016，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)的大股東侵害高出0.016個(gè)單位，說(shuō)明家族企業(yè)的大股東侵害更為嚴(yán)重，與前人(Dharwadkar et al., 2000; Claessens et al., 2002; Cheng, 2014;陳志斌等，2017)得到了較為一致的結(jié)論。表9回歸(3)結(jié)果表明，在加入了大股東侵害的代理變量(AC)之后，家族企業(yè)變量(FAM)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(NCSKEW)系數(shù)為0.059，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，系數(shù)有所下降，而大股東侵害(AC)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(NCSKEW)系數(shù)為0.150，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明大股東侵害能夠直接增加股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(沈華玉等，2017)。與此同時(shí)，本文也進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示SobelZ值為2.904，在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明存在中介效應(yīng)。通過(guò)這個(gè)中介效應(yīng)模型，說(shuō)明大股東侵害(AC)在家族企業(yè)和股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)之間發(fā)揮著不可忽視的重要的中介效應(yīng)。以DUVOL衡量股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行分析，結(jié)論一致，詳見(jiàn)表9(4)～(6)，說(shuō)明家族企業(yè)通過(guò)大股東侵害這一渠道對(duì)企業(yè)進(jìn)行侵害，這加劇了股價(jià)崩盤(pán)的風(fēng)險(xiǎn)。

表9 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

續(xù)表

3.3 進(jìn)一步分析

3.3.1 股權(quán)制衡角度

為探究股權(quán)制衡能否發(fā)揮監(jiān)督大股東侵害中小股東利益的作用進(jìn)行進(jìn)一步分析，當(dāng)公司股權(quán)制衡水平較高時(shí)，個(gè)別股東發(fā)揮著重要的監(jiān)督作用，比如獨(dú)立的個(gè)人大股東提高了上市公司治理水平，抑制了家族企業(yè)的大股東對(duì)上市公司掏空(譚松濤等，2019)。當(dāng)公司股權(quán)制衡水平較低時(shí)，家族企業(yè)的大股東由于缺乏有效監(jiān)督，更容易侵害中小股東利益。具體而言，本文參照王化成等(2015)、譚松濤等(2019)，股權(quán)制衡定義為公司當(dāng)年年末第二大到第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比例。股權(quán)制衡(BALANCE)、股權(quán)制衡與家族企業(yè)的交乘項(xiàng)(FAM×BALANCE)進(jìn)行進(jìn)一步的驗(yàn)證。

表10回歸(1)以NCSKEW作為股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)，實(shí)證結(jié)果顯示股權(quán)制衡與家族企業(yè)的交乘項(xiàng)(FAM×BALANCE)系數(shù)為-0.047，且在1%水平上顯著。說(shuō)明股權(quán)制衡顯著削弱了家族企業(yè)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系。隨著中小股東持股比例的上升，中小股東發(fā)揮的監(jiān)督作用能有效減弱家族企業(yè)對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)造成的影響。以DUVOL衡量股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行分析，結(jié)論一致。綜上說(shuō)明，當(dāng)在股權(quán)制衡角度較高的情形下，中小股東在上市公司中發(fā)揮著重要的監(jiān)督效應(yīng)(Shleifer and Vishney，1986; 陳信元和汪輝，2004; 陳德萍和陳永圣，2011)，其他條件不變，在股權(quán)制衡水平較低的公司中，家族企業(yè)對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的作用更加顯著，H2得到驗(yàn)證。

表10 股權(quán)制衡角度和信息透明度

續(xù)表

3.3.2 信息透明度角度

為進(jìn)一步探究信息披露質(zhì)量能否降低公司內(nèi)部和投資者之間的信息不對(duì)稱(chēng)性，進(jìn)而避免股價(jià)虛高，給未來(lái)造成股價(jià)崩盤(pán)。在基本回歸模型中，利用分析師關(guān)注(ANAATTEN)作為信息透明度的代理變量進(jìn)行相對(duì)應(yīng)交乘項(xiàng)的相關(guān)檢驗(yàn)，得到類(lèi)似的結(jié)果見(jiàn)表10回歸(3)和(4)，家族企業(yè)和信息透明度的交乘項(xiàng)(FAM×ANAATTEN)的系數(shù)依然是顯著為負(fù)的。

綜上說(shuō)明，上市公司信息透明度的有效提高，能讓投資者了解公司關(guān)聯(lián)交易、資金占用等經(jīng)營(yíng)情況，避免股價(jià)虛高，降低未來(lái)股價(jià)崩盤(pán)(Hutton et al.，2009; 葉康濤等，2015)。其他條件不變，在信息透明度較低的公司中，家族企業(yè)對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的作用更加顯著，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

4 內(nèi)生性問(wèn)題與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 家族企業(yè)自選擇效應(yīng)

Villalonga and Amit(2006, 2010)指出家族企業(yè)的出現(xiàn)并不是隨機(jī)的，而是所有者基于維護(hù)所有權(quán)和控制權(quán)作出的理性選擇。如果一家自然人企業(yè)存在侵害中小股東的違法行為，可能因此難以聘請(qǐng)到愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的職業(yè)經(jīng)理人，也很難將全部股權(quán)出售給公眾或者國(guó)企，此時(shí)企業(yè)更愿意聘請(qǐng)家族成員以掩蓋事實(shí)。因而，自然人企業(yè)逐步成為家族企業(yè)，這種內(nèi)生性問(wèn)題不可忽視。

在家族企業(yè)中，參照Amit et al.(2015)、魏志華等(2012)，由家族企業(yè)更有可能分布在市場(chǎng)化程度高的地區(qū)，因而地區(qū)市場(chǎng)化程度與所在地區(qū)企業(yè)是否為家族企業(yè)相關(guān)。而上市公司所處地區(qū)市場(chǎng)化程度并無(wú)研究證明其與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)直接相關(guān)。市場(chǎng)化程度采用王小魯?shù)?2019)報(bào)告的各省份地區(qū)市場(chǎng)化程度進(jìn)行衡量(4)樊綱、王小魯?shù)茸髡邎?bào)告的各省份地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告隔年出版，2018年版本為最新版本的市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告。，并以市場(chǎng)化程度(MKT)作為工具變量進(jìn)行Heckman處理效應(yīng)模型分析。第一階段回歸中，采用Probit模型，使用家族企業(yè)(FAM)對(duì)市場(chǎng)化程度(MKT)進(jìn)行回歸，并計(jì)算出第一階段回歸系數(shù)的逆米爾斯比率(λ)。第二階段回歸中，將逆米爾斯比率(λ)代入模型中回歸，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表11。從表11我們可以看出，逆米爾斯利率(λ)加進(jìn)去基準(zhǔn)回歸模型以后，列(2)和列(4)主要解釋變量家族企業(yè)(FAM)系數(shù)分別是0.138和0.131，分別在5%和1%的水平下顯著為正，說(shuō)明在調(diào)整了偏誤之后，本文結(jié)論依然成立。

表11 家族企業(yè)回歸處理效應(yīng)模型

續(xù)表

4.2 遺漏變量

4.2.1 控制企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司治理變量

為避免遺漏變量帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，進(jìn)一步緩解企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司治理的遺漏變量對(duì)家族治理研究帶來(lái)的影響，La Porta et al.(1999)、Claessens et al.(2000)和吳超鵬等(2019)提到企業(yè)的現(xiàn)金流權(quán)(CF)、兩權(quán)分離度(SEP)以及兩職合一(DUA)會(huì)影響家族企業(yè)的治理結(jié)果，因此本文進(jìn)一步控制了企業(yè)整體的現(xiàn)金流權(quán)(CF)、兩權(quán)分離度(SEP)和兩職合一(DUA)。企業(yè)整體現(xiàn)金流權(quán)(CF)、兩權(quán)分離度(SEP)和兩職合一(DUA)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安CSMAR金融數(shù)據(jù)庫(kù)，根據(jù)La Porta et al.(1999)、Claessens et al.(2000)的做法，通過(guò)將實(shí)際控制人與上市公司股權(quán)關(guān)系鏈每層持有比例相乘或?qū)嶋H控制人與上市公司每條股權(quán)關(guān)系鏈每層持有比例相乘之總和得到現(xiàn)金流權(quán)(CF)，隨后利用企業(yè)控制權(quán)與企業(yè)現(xiàn)金流權(quán)之比得到兩權(quán)分離度(SEP)。兩職合一(DUA)為虛擬變量，如果公司董事長(zhǎng)與公司CEO為同一人，則取1，否則取0。穩(wěn)健性檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表12和13，從表12和13的結(jié)果可以看出控制了企業(yè)整體現(xiàn)金流(CF)、兩權(quán)分離度(SEP)和兩職合一(DUA)之后，主要解釋變量家族企業(yè)(FAM)，在表12中列(1)和列(2)中系數(shù)分別為0.061和0.039，都在1%的水平上顯著為正。此外，列(3)到列(6)中家族所有(FAM_HOLD)和家族管理(FAM_MAN)系數(shù)依然顯著為正，并且在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明在控制了企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司治理相關(guān)的代理變量后，本文結(jié)論沒(méi)有發(fā)生變化。

4.2.2 行業(yè)年度固定效應(yīng)(省份—年度)

不同省份地區(qū)會(huì)由于經(jīng)濟(jì)環(huán)境、地理位置、風(fēng)俗習(xí)慣的不同對(duì)家族企業(yè)治理結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響(Burkart et al., 2003；Chang et al., 2008)，此外，行業(yè)的環(huán)境隨著時(shí)間的變化而變化，也會(huì)對(duì)家族公司治理環(huán)境產(chǎn)生不同程度的改變(Foroughi et al., 2018)。因此，根據(jù)吳超鵬等(2019)的做法，在主回歸模型中考慮省份×年度、行業(yè)×年度的固定效應(yīng)，控制隨時(shí)間變化的省份和行業(yè)固定效應(yīng)，在一定程度上緩解遺漏變量問(wèn)題，得到的結(jié)果見(jiàn)表13。從表格13中可以看出，在加入了省份×年度，行業(yè)×年度固定效應(yīng)之后，主要的解釋變量家族企業(yè)(FAM)，家族所有(FAM_HOLD)和家族管理(FAM_MAN)系數(shù)都顯著為正。同時(shí)對(duì)比表7和表8中的系數(shù)，對(duì)應(yīng)變量系數(shù)變化的程度較??；因此，隨時(shí)間變化的省份和行業(yè)帶來(lái)的遺漏變量問(wèn)題對(duì)結(jié)果的影響較小。

表12 控制企業(yè)現(xiàn)金流權(quán)等變量

續(xù)表

表13 省份—年度和行業(yè)—年份固定效應(yīng)

續(xù)表

4.3 更換家族企業(yè)認(rèn)定變量

同時(shí)，本文還參照鄧建平和曾勇(2005)、魏明海等(2013)、李大鵬和周兵(2014)、景秀麗和王霄(2015)將家族企業(yè)重新認(rèn)定為實(shí)際控制人可以追溯到自然人或家族作為新的家族企業(yè)認(rèn)定變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。當(dāng)企業(yè)符合該定義時(shí)，F(xiàn)AM_1取值為1，否則取值為0。穩(wěn)健性檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表14，從表14的結(jié)果我們可以看到在更換家族企業(yè)的認(rèn)定變量之后，新的家族企業(yè)變量(FAM_1)依然在1%的水平下顯著為正。

表14 重新認(rèn)定家族企業(yè)

續(xù)表

4.4 更換大股東侵害代理變量

在前文中，我們以大股東侵害為中介變量，采用應(yīng)收賬款與預(yù)付賬款之和與資產(chǎn)合計(jì)的占比作為第二類(lèi)代理沖突的代理變量。參照參考李增泉等(2004)、高雷等(2006)、魏志華等(2012)的研究，本文在大股東侵害代理變量中進(jìn)一步引入其他應(yīng)收款，即應(yīng)收賬款、預(yù)付賬款和其他應(yīng)收款之和與資產(chǎn)合計(jì)的占比作為第二類(lèi)代理沖突的新代理變量重新進(jìn)行檢驗(yàn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表15，采用了新的大股東侵害代理變量之后，我們可以看到，家族企業(yè)(FAM)中依然是更可能產(chǎn)生大股東侵害，同時(shí)重新進(jìn)行一次中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)結(jié)果依然穩(wěn)健。

表15 更換大股東侵害變量

4.5 更換股權(quán)制衡衡量標(biāo)準(zhǔn)和信息透明度標(biāo)準(zhǔn)

本文參照趙晶等(2015)、劉少波和馬超(2016)，股權(quán)制衡重新定義為公司當(dāng)年度第二大到第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比例(BALANCE10)。此外，本部分以當(dāng)年對(duì)上市公司進(jìn)行跟蹤的所有分析師或分析師團(tuán)隊(duì)發(fā)布的盈利預(yù)測(cè)報(bào)告數(shù)量加一取對(duì)數(shù)(ANAREP)作為分析師關(guān)注的衡量指標(biāo)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表16，在更換了股權(quán)衡量標(biāo)準(zhǔn)和信息透明度標(biāo)準(zhǔn)之后，重新進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)在股權(quán)制衡水平較低，信息透明度較低時(shí)，家族企業(yè)導(dǎo)致的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)更加明顯。

表16 調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表

4.6 分組檢驗(yàn)股權(quán)制衡與信息透明度影響

前文使用交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)股權(quán)制衡與信息透明度的影響，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)前述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，當(dāng)公司當(dāng)年年末股權(quán)制衡大于行業(yè)中位數(shù)時(shí)，定義為高股權(quán)制衡水平組。反之，則定義為低股權(quán)制衡水平組。

在股權(quán)制衡水平低的組中，以股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)作為被解釋變量，表17回歸(1)結(jié)果表明，家族企業(yè)變量(FAMt-1)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(NCSKEWt)系數(shù)為0.083，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明當(dāng)股權(quán)制衡水平較低時(shí)，相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)更高。以DUVOL作為被解釋變量時(shí)，結(jié)果類(lèi)似。當(dāng)股權(quán)制衡水平低時(shí)，家族企業(yè)對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的效應(yīng)顯著增加。在股權(quán)制衡水平高的組中，家族企業(yè)變量(FAMt-1)與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(NCSKEW,DUVOL)系數(shù)分別為0.035和0.027，說(shuō)明當(dāng)股權(quán)制衡水平較高時(shí)，對(duì)比股權(quán)制衡水平較低的組別，家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)程度會(huì)大幅度的降低。對(duì)于信息透明度分組，如表18所示，結(jié)果類(lèi)似。

表17 股權(quán)制衡分組檢驗(yàn)

續(xù)表

表18 信息透明度分組檢驗(yàn)

續(xù)表

綜上，通過(guò)多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文的結(jié)論依舊穩(wěn)健。

5 結(jié)論與建議

近年來(lái)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)因其給市場(chǎng)造成極大的恐慌，為投資者帶來(lái)潛在巨大的虧損而備受關(guān)注。本文以實(shí)際控制人和家族成員參與公司治理作為家族企業(yè)的認(rèn)定，本文對(duì)2008年至2017年上海證券交易所和深圳證券交易所的A股2936家上市公司共計(jì)19143個(gè)觀測(cè)值作為研究樣本進(jìn)行分析。

實(shí)證結(jié)果表明，與非家族企業(yè)相比，創(chuàng)始人家族對(duì)上市公司進(jìn)行控制并不是一種有效的控制權(quán)安排。本文的實(shí)證結(jié)果表明家族企業(yè)和非家族企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)存在顯著差異。此結(jié)果顯示，相較于非家族企業(yè)，上市公司中的家族企業(yè)可能存在較嚴(yán)重的大股東侵害問(wèn)題，從而提高了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

進(jìn)一步地，本文發(fā)現(xiàn)上市公司的實(shí)際控制人中，由家族成員直接和間接持有的的比例越高，創(chuàng)始人家族可能擁有更大的自由裁量權(quán)，致使股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)越高。當(dāng)家族成員參與公司治理(董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)和高級(jí)管理人員)比例越高，家族成員會(huì)成為家族大股東侵害小股東的利器，從而加劇了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。

最后本文通過(guò)分組回歸發(fā)現(xiàn)，當(dāng)家族大股東對(duì)小股東侵害和掩蓋壞消息的能力受到約束時(shí)，家族企業(yè)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)和非家族企業(yè)沒(méi)有顯著差異。具體而言，與非家族企業(yè)相比，家族大股東對(duì)上市公司控制加劇股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)主要體現(xiàn)在股權(quán)制衡水平低和信息披露質(zhì)量低的公司中。本文結(jié)論在經(jīng)過(guò)Heckman-2SLS、重新認(rèn)定家族企業(yè)、更換大股東侵害代理變量、更換家族治理模型設(shè)計(jì)和更換股權(quán)制衡代理變量等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依舊穩(wěn)健。

本文研究具有一定的現(xiàn)實(shí)意義，能為監(jiān)管機(jī)構(gòu)、家族企業(yè)上市公司和投資者提供一定的建議。首先，對(duì)于監(jiān)管機(jī)構(gòu)而言，由于家族企業(yè)上市公司比例持續(xù)提高，在2017年末參照本文定義已經(jīng)有超過(guò)40%的上市公司為家族企業(yè)，對(duì)于家族企業(yè)應(yīng)當(dāng)給予充分的關(guān)注和重視。不斷提高信息披露要求，強(qiáng)化信息披露監(jiān)管，特別是對(duì)創(chuàng)始人的關(guān)聯(lián)自然人的披露。同時(shí)，家族治理水平提高，可能加劇了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)。政府部門(mén)能應(yīng)當(dāng)以此為抓手，對(duì)于上市環(huán)節(jié)中人力資源制度予以充分關(guān)注，注重在其位、某其政，考察核心管理人員的勝任能力。強(qiáng)調(diào)現(xiàn)代化和職業(yè)化治理的重要性，盡可能避免家族企業(yè)任人唯親的風(fēng)氣。

再者，對(duì)于家族企業(yè)上市公司而言，由于家族企業(yè)上市公司股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)高于非家族企業(yè)，應(yīng)當(dāng)審慎考慮自身公司治理制度。出于家族資產(chǎn)基業(yè)長(zhǎng)青的角度，創(chuàng)始人應(yīng)當(dāng)具有長(zhǎng)遠(yuǎn)的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)，聚焦自身產(chǎn)業(yè)。有學(xué)者證明上市公司上市前去家族化和在上市期間去家族化能有效提升企業(yè)價(jià)值，因此家族企業(yè)上市公司應(yīng)當(dāng)樹(shù)立公司治理意識(shí)，建立現(xiàn)代化企業(yè)管理體系，從內(nèi)部加強(qiáng)治理制度和職業(yè)化管理，從外部接受監(jiān)管機(jī)構(gòu)、審計(jì)機(jī)構(gòu)等監(jiān)督，從長(zhǎng)遠(yuǎn)角度有效提升自身價(jià)值。

最后，從投資者來(lái)看，股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)將使得股東蒙受巨大的損失，特別是對(duì)有著投資期限和止損線的機(jī)構(gòu)投資者，更是無(wú)法彌補(bǔ)的損失。由于家族企業(yè)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)更高，投資者應(yīng)當(dāng)將上市公司的控制權(quán)特征納入投資考慮因素中去。對(duì)于家族企業(yè)上市公司，除了考慮公司財(cái)務(wù)信息和行業(yè)發(fā)展，應(yīng)當(dāng)更加重視上市公司的家族治理和外部治理情況。同時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者應(yīng)當(dāng)發(fā)揮積極股東的作用，對(duì)家族大股東進(jìn)行股權(quán)制衡，有效保障自身利益。