1、 股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征與上市公司對(duì)外擔(dān)?！菊?要】 本文選取2004-2006年我國(guó)a股上市公司為研究樣本,結(jié)合我國(guó)的制度背景,采用多元回歸的方法,檢驗(yàn)了股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征與上市公司對(duì)外擔(dān)保行為之間的關(guān)系。本文為以下結(jié)論提供了證據(jù):(1)董事會(huì)規(guī)模與上市公司對(duì)外擔(dān)保行為呈u型關(guān)系,我國(guó)上市公司董事會(huì)規(guī)模在9人左右比較合適;(2)獨(dú)立董事比例對(duì)我國(guó)上市公司對(duì)外擔(dān)保行為的影響不顯著;(3)持股董事比例與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為可能性的大小、對(duì)外擔(dān)保比例均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;(4)董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理的公司,發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性比較大,發(fā)生的對(duì)外擔(dān)保比例也越大;(5)國(guó)有控股的上市公司、第一大股東持股比例越

2、高的上市公司,發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為的可能性越小,發(fā)生對(duì)外擔(dān)保的比例也越小。 【關(guān)鍵詞】 股權(quán)結(jié)構(gòu); 董事會(huì)特征; 對(duì)外擔(dān)保 一、引言 在我國(guó),上市公司是資產(chǎn)質(zhì)量相對(duì)優(yōu)良的公司,以其作為擔(dān)保人極易獲得銀行信貸資金的支持,可見(jiàn),我國(guó)上市公司的對(duì)外擔(dān)保具有普遍性。擔(dān)保作為公司的一種企業(yè)中,資本所有者自己管理企業(yè),不存在兩權(quán)分離,不存在代理問(wèn)題,企業(yè)或其他政府控股的實(shí)體重組改制而成,股權(quán)向國(guó)家股呈現(xiàn)高度集中性,國(guó)家股和法人股占?jí)旱苟鄶?shù)。這種特殊股權(quán)結(jié)構(gòu)給公司治理結(jié)構(gòu)造成了一系列負(fù)面影響,剝奪了其他股東對(duì)公司的管理控制權(quán),不利于股東對(duì)經(jīng)營(yíng)者的有效約束。大股東尤其是國(guó)有法人股東往往操縱著公司的董事會(huì)、監(jiān)事會(huì),

3、控制著公司的經(jīng)營(yíng)管理和人事安排,其他中小股東無(wú)力與之抗衡。因此,國(guó)有股控股的上市公司往往會(huì)受諸多非經(jīng)營(yíng)性因素的影響,如受政府的干預(yù)而做出對(duì)外巨額擔(dān)保、非戰(zhàn)略性收購(gòu)與合并等行為。LOCaLHOsT (三)我國(guó)董事會(huì)制度的基本情況 在我國(guó)的公司法中,股東大會(huì)是最高權(quán)力機(jī)構(gòu),擁有比許多國(guó)家的股東大會(huì)更多的管理權(quán)力。但在實(shí)踐中,由于分散的小股東搭便車(chē),股東大會(huì)權(quán)力虛化,與其他國(guó)家一樣,分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)使股東大會(huì)治理存在與生俱來(lái)的缺陷。另一方面,我國(guó)上市公司多由國(guó)有企業(yè)改組上市,不可避免地出現(xiàn)國(guó)有產(chǎn)權(quán)高度集中,加上我國(guó)強(qiáng)調(diào)股東權(quán)益的主導(dǎo)地位,一些上市公司股東大會(huì)尚未召開(kāi),董事會(huì)已經(jīng)由上級(jí)行政主管部門(mén)任命產(chǎn)

4、生,我國(guó)上市公司董事會(huì)一般表現(xiàn)為“大股東控制模式”。有些上市公司的董事會(huì)由少數(shù)內(nèi)部執(zhí)行董事,甚至是董事長(zhǎng)一人以非法定程序操縱,即形成所謂的“內(nèi)部人控制模式”。董事會(huì)的“大股東控制模式”使中小股東的利益極易受到損害;而“內(nèi)部人控制模式”多與公司治理的失敗,甚至更為嚴(yán)重的國(guó)有資產(chǎn)流失和貪污受賄行為相伴而行。 針對(duì)此情況,證監(jiān)會(huì)2001年8月正式發(fā)布關(guān)于上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見(jiàn)的通知,要求上市公司必須建立獨(dú)立董事制度,并要求在2003年6月30日前,上市公司董事會(huì)成員中應(yīng)當(dāng)至少包括1/3獨(dú)立董事。但是,獨(dú)立董事制度在企業(yè)進(jìn)行擔(dān)保,以及通過(guò)行政性指令實(shí)現(xiàn)上市公司與其他關(guān)聯(lián)企業(yè)或關(guān)系單位之間的

5、非公平交易。國(guó)有股在公司中所占比例越大,公司的內(nèi)部人控制就越強(qiáng)(何浚,1998)。因此,提出假設(shè)5: 假設(shè)5:國(guó)有控股的上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為的可能性越大,發(fā)生對(duì)外擔(dān)保的比例也越高。 (六)第一大股東持股比例 如假設(shè)3所述,大股東持股比例的多少對(duì)公司價(jià)值的影響也存在兩種假說(shuō)。我國(guó)學(xué)者高雷、宋順林(2007)以2001-2004年我國(guó)非金融a股上市公司為研究樣本,發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與關(guān)聯(lián)擔(dān)保顯著負(fù)相關(guān),一股獨(dú)大未必導(dǎo)致掏空,反而控股股東持股比例越低,掏空越嚴(yán)重,掏空成本是控股股東決定是否掏空的重要因素。因此,筆者認(rèn)為,第一大股東持股比例越高,掏空上市公司的成本越高,越不可能利用擔(dān)保來(lái)掏空上

6、市公司,從而損害廣大中小投資者的利益。對(duì)此,提出假設(shè)6: 假設(shè)6:第一大股東持股比例越高,上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性越小,發(fā)生對(duì)外擔(dān)保的比例也越小。 五、實(shí)證檢驗(yàn) (一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源 本文選取證監(jiān)會(huì)56號(hào)通知(2003)發(fā)布之后的2004-2006年a股上市公司數(shù)據(jù)為樣本,并對(duì)樣本進(jìn)行如下調(diào)整:1.剔除金融類(lèi)上市公司。由于該類(lèi)公司的財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)及業(yè)務(wù)特點(diǎn)與其它公司不同,而且此類(lèi)公司中涉及的對(duì)外擔(dān)保業(yè)務(wù)與本文研究的擔(dān)保性質(zhì)存在較大差異,因此,為了集中于本文研究的問(wèn)題,剔除此類(lèi)公司。2.剔除ccer上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)中公司治理數(shù)據(jù)不全的公司。 本文上市公司擔(dān)保數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來(lái)自wind

7、數(shù)據(jù)庫(kù),公司治理數(shù)據(jù)主要來(lái)自csmar和ccer數(shù)據(jù)庫(kù)。某些財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不全的公司,通過(guò)手工查找上市公司年報(bào)而獲得,年報(bào)主要來(lái)自巨潮資訊網(wǎng)站。 (二)變量定義與模型建立 本文的變量定義,見(jiàn)表1。 由于上市公司是否存在過(guò)度擔(dān)保行為這個(gè)因變量是虛擬變量,要用到邏輯回歸方法。此外,筆者按照陳宏(2006)等的研究方法,先將董事會(huì)特征、股權(quán)結(jié)構(gòu)與因變量g分別進(jìn)行邏輯回歸;然后再進(jìn)行一個(gè)總的回歸。本文的多元邏輯回歸模型如下: g=b0+b1dir1+b2dir2+b3idp+b4hdp+b5ceod+b6age +b7lnasset+b8roa+b9year04+b10year06+(1) g=b0+b1s

8、tate+b2tp+b3age+b4lnasset+b5roa +b6year04+b7year06+ (2) g=b0+b1dir1+b2dir2+b3idp+b4hdp+b5ceod+b6state +b7tp+b8age+b9lnasset+b10roa+b11year04+b12year06 +(3) 對(duì)于股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征對(duì)上市公司對(duì)外擔(dān)保比例的影響,本文用的是一個(gè)比較簡(jiǎn)單的多元線性回歸模型,用公式表示如下: gp=b0+b1dir1+b2dir2+b1234下一頁(yè) 3idp+b4hdp+b5ceod+b6state+b7tp +b8age+b9lnasset+b10roa+b11

9、year04+b12year06+ (4) 其中,b0為常數(shù)項(xiàng),b1b12為變量系數(shù),為殘差。 (三)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果 1.過(guò)度擔(dān)保行為分析 (1)樣本構(gòu)成 本節(jié)的樣本構(gòu)成情況如表2所示。從表2中可以看出,樣本中2004年、2005年和2006年發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的公司分別為138家、144家和166家,呈遞增趨勢(shì),但相差并不大。 (2)均值t檢驗(yàn) 為了更好地了解董事會(huì)特征、股權(quán)結(jié)構(gòu)與上市公司擔(dān)保行為之間的關(guān)系,本文將對(duì)過(guò)度擔(dān)保公司樣本與無(wú)擔(dān)保公司樣本兩個(gè)對(duì)照樣本組進(jìn)行均值t檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。 從表3中可以看出:1.過(guò)度擔(dān)保樣本公司的董事會(huì)規(guī)模與無(wú)過(guò)度擔(dān)保樣本公司具有顯著的差異,且dir1的符號(hào)

10、為負(fù),dir2的符號(hào)為正,與之前的假設(shè)相符。董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理這個(gè)變量在兩個(gè)對(duì)照樣本之間也沒(méi)有顯著的差異,符號(hào)與預(yù)期相一致,但不顯著。董事持股比例則在兩個(gè)樣本之間具有顯著差異,過(guò)度擔(dān)保樣本公司的董事持股比例明顯低于無(wú)擔(dān)保樣本公司。2.股權(quán)結(jié)構(gòu)特征的兩個(gè)變量在兩個(gè)樣本之間均有顯著的差異,過(guò)度擔(dān)保樣本中國(guó)有控股的上市公司比例明顯低于無(wú)擔(dān)保樣本上市公司,其第一大股東持股比例也明顯低于無(wú)擔(dān)保樣本公司,但符號(hào)與預(yù)期的不大一樣。 (3)邏輯回歸分析 模型(1)、(2)和(3)的邏輯回歸結(jié)果見(jiàn)表4,本文對(duì)該結(jié)果分析如下: 1)董事會(huì)規(guī)模。當(dāng)董事會(huì)規(guī)模不大于9人時(shí),董事會(huì)規(guī)模與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為的可能

11、性呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系;當(dāng)董事會(huì)規(guī)模大于9人時(shí),董事會(huì)規(guī)模與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性呈顯著正相關(guān)關(guān)系。也就是說(shuō),董事會(huì)規(guī)模與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性之間呈u型關(guān)系。這與之前的假設(shè)相一致,也與于東智(2003)的研究結(jié)果相一致。 2)獨(dú)立董事比例。從表4中可以看出,獨(dú)立董事與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)?？赡苄缘幕貧w結(jié)果并不顯著。可見(jiàn),在我國(guó)上市公司,獨(dú)立董事并沒(méi)有很好地履行其相應(yīng)的職責(zé)。 3)持股董事比例。從表4可以看出,持股董事比例與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為的可能性均呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。這與本文之前的假設(shè)相一致。說(shuō)明董事會(huì)中持有公司股票的董事占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例越大,上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性越小

12、。本結(jié)論也與王克敏、姬美光等(2006)關(guān)于持股董事比例與公司財(cái)務(wù)困境發(fā)生概率呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論相一致。 4)董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理。從表4中可以看出,模型(1)回歸結(jié)果表明董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性呈顯著正相關(guān)關(guān)系,與之前的假設(shè)相一致,模型(3)的回歸結(jié)果則顯著性不強(qiáng)。 5)上市公司實(shí)際控制人類(lèi)別。從表4中可以看出,上市公司實(shí)際控制人類(lèi)別對(duì)上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為的可能性顯著負(fù)相關(guān),說(shuō)明國(guó)有控股的上市公司,其發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性反而更小。雖然國(guó)有控股的上市公司具有某些先天的不足,然而,在我國(guó),非國(guó)有控制的上市公司也有其不足之處。非國(guó)有控制的上市公司由于宏觀和微觀機(jī)制的因素,使得

13、實(shí)際控制人也可能具有更強(qiáng)的利用上市公司對(duì)外擔(dān)保進(jìn)行有損公司價(jià)值的動(dòng)機(jī)和能力。因此,非國(guó)家控制主體也可能,或更有動(dòng)機(jī)和能力通過(guò)控制上市公司的資產(chǎn)重組、股權(quán)交易、貸款擔(dān)保等方式侵占和轉(zhuǎn)移公司資源,以達(dá)到自身收益最大化,損害上市公司利益。 6)第一大股東持股比例。從表4中可以看出,第一大股東持股比例的多少與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性負(fù)相關(guān),說(shuō)明上市公司第一大股東持股比例越大,發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性越小,這與本文之前的假設(shè)相一致,也與我國(guó)學(xué)者高雷、宋順林(2007)等的研究結(jié)論相一致。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例越低時(shí),其在公司所擁有的利益越少,對(duì)公司濫用擔(dān)保行為的激勵(lì)越小,甚至利用擔(dān)保來(lái)侵占上市公司,使得擔(dān)

14、保行為背離上市公司的整體利益;當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例越高,尤其在絕對(duì)控股的情況下,其在公司所擁有的利益越大,因而越有激勵(lì)和能力去監(jiān)督導(dǎo)致其信用資源流出的對(duì)外擔(dān)保行為,更不容易發(fā)生濫用擔(dān)保和惡意擔(dān)保的現(xiàn)象,擔(dān)保行為也越能符合公司的整體利益。 7)控制變量。從表5中可以看出,控制變量age與因變量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系;上市公司的盈利能力與上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為的可能性在1%水平上顯著負(fù)相關(guān);模型(1)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,董事會(huì)規(guī)模與因變量g負(fù)相關(guān),但是結(jié)果并不顯著,而模型(2)和模型(3)的檢驗(yàn)結(jié)果均顯示,董事會(huì)規(guī)模與因變量g顯著正相關(guān)?？梢?jiàn),規(guī)模大的公司,發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性不一定就小,反而更有可能

15、發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為。此外,兩個(gè)年度控制變量均不顯著,說(shuō)明在2004年至2006年這三年當(dāng)中,我國(guó)上市公司的對(duì)外過(guò)度擔(dān)保行為特征并沒(méi)有發(fā)生顯著的變化。 2.關(guān)于擔(dān)保行為的進(jìn)一步研究 對(duì)模型(4)的線性回歸檢驗(yàn)結(jié)果,如表5所示。 從表5中可以看出,f值在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),說(shuō)明該線性回歸具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,可以起到一定的解釋作用。在對(duì)各個(gè)方程變量的多重共線性診斷中,自變量和控制變量的方差膨脹因子(vif)都比較小,最大值為,遠(yuǎn)小于10。因此可以認(rèn)為回歸分析所用的矩陣沒(méi)有嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。 通過(guò)對(duì)比表5與表4可以發(fā)現(xiàn),兩表的回歸結(jié)果非常類(lèi)似,主要的差別就是顯著性的大小不大一樣。可見(jiàn),本文的回

16、歸結(jié)果能夠較好地反映了股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征與上市公司對(duì)外擔(dān)保行為之間的關(guān)系。 六、結(jié)論與不足 本文選取我國(guó)a股上市公司2004 -2006年三年的數(shù)據(jù)為樣本,對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)特征與上市公司對(duì)外擔(dān)保行為之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究,結(jié)論主要有以下幾點(diǎn): 一是當(dāng)董事會(huì)規(guī)模不大于9人時(shí),董事會(huì)規(guī)模與上市公司過(guò)度擔(dān)保行為顯著負(fù)相關(guān);當(dāng)董事會(huì)規(guī)模大于9人時(shí),則顯著正相關(guān)?？梢?jiàn),我國(guó)上市公司董事會(huì)規(guī)模保持在9人左右比較合理,過(guò)多的董事可能導(dǎo)致董事會(huì)在溝通和協(xié)調(diào)上出現(xiàn)問(wèn)題,使其機(jī)能產(chǎn)生障礙,從而會(huì)影響董事會(huì)的治理效率。 二是獨(dú)立董事比例對(duì)我國(guó)上市公司過(guò)度擔(dān)保行為和對(duì)外擔(dān)保比例的影響為負(fù),但結(jié)果都不顯著。 三是

17、持股董事比例越高,上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性越小。 四是董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理,對(duì)我國(guó)上市公司對(duì)外擔(dān)保行為具有正向的影響。 五是國(guó)有控股的上市公司,其發(fā)生過(guò)度擔(dān)保行為的可能性越小,發(fā)生的對(duì)外擔(dān)保比例也越小。 六是第一大股東持股比例越多,上市公司發(fā)生過(guò)度擔(dān)保的可能性與發(fā)生對(duì)外擔(dān)保的比例越小。 本文尚存的不足之處主要有: 一是考慮到文章中模型之間的關(guān)聯(lián),本文沒(méi)有將對(duì)外擔(dān)保再分為對(duì)關(guān)聯(lián)方擔(dān)保和非關(guān)聯(lián)方擔(dān)保進(jìn)行研究,也沒(méi)有進(jìn)行更為細(xì)致的分類(lèi)研究,可能一定程度上會(huì)影響結(jié)果的可靠性。 二是對(duì)外擔(dān)保行為受外部因素影響比較大,外部政策的變動(dòng)可能會(huì)影響研究結(jié)果的可靠性。 三是本文只從公司內(nèi)部治理的兩個(gè)方面,即股權(quán)結(jié)

18、構(gòu)與董事會(huì)特征兩個(gè)方面進(jìn)行研究,對(duì)于其他內(nèi)部治理因素、公司外部治理因素對(duì)擔(dān)保行為的影響,沒(méi)有涉及。 四是本文沒(méi)有做穩(wěn)健性檢驗(yàn),可能會(huì)影響結(jié)論的可靠性。 【參考文獻(xiàn)】 1 陳宏.中國(guó)上市公司對(duì)外擔(dān)保行為研究d.廈門(mén)大學(xué)博士論文,2006. 2 高雷,宋順林.掏空、財(cái)富效應(yīng)與投資者保護(hù)基于上市公司關(guān)聯(lián)擔(dān)保的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)j.中國(guó)會(huì)計(jì)評(píng)論,2007,(1):21-42. 3 何浚.上市公司治理結(jié)構(gòu)的實(shí)證分析j.經(jīng)濟(jì)研究,1998,(5):50-57. 4 何衛(wèi)東.深交所上市公司治理調(diào)查分析報(bào)告r.深圳證券交易所綜合研究所研究報(bào)告,深證綜研字第0086號(hào),2003. 5 李維安.公司治理評(píng)價(jià)與指數(shù)研究m.高

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