独立董事、内生性与大股东亏损

独立董事、内生性与大股东亏损

一、研究对象的选择独立董事会是否能够发挥主导作用，以及保护小型投资者的利益一直是一个有争议的话题。中国资本市场监管机构将独立董事制度视为降低公众公司内部代理问题的有效机制,中国证监会于2001年8月16日发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》,指出为了改善公司治理结构,中国境内上市公司必须引入足够数量的独立董事。同时,上市公司应赋予独立董事对重大关联交易的认可权,以及对关联借款和其他有可能损害中小股东权益的事项发表独立意见。过去几年,随着中国上市公司独立董事制度的逐步建立,一些研究实证检验了独立董事与公司业绩之间的关系,但得出不一致的结论。吴淑琨等(2001)、王跃堂等(2006)发现独立董事比例与公司业绩正相关,但更多的研究发现独立董事比例与公司业绩之间不存在显著相关关系(例如,于东智和王化成,2003;高明华和马守莉,2002;李有根等,2001;李常青和赖建清,2004;丛春霞,2004)。然而,已有研究主要考察独立董事与公司业绩之间的相关性,较少考察独立董事与公司治理具体行为之间的关系。从制度设计上来说,独立董事的职能主要是监督和咨询作用,并不直接参与公司的日常经营决策,更非直接对公司业绩负责,而是为了防范公司风险,保护外部投资者的正当利益不受内部人侵害。例如,Johnsonetal.(1996)指出,即便是最积极的董事会,也不会参与对公司业绩有重大影响的许多日常决策行为,KesnerandJohnson(1990)更是认为,董事会结构并非公司业绩的重要决定因素。Kosnik(1987)建议,相比于直接分析董事会结构与公司业绩之间的关系,考察董事会结构与公司内部治理行为之间的关系更有意义,例如高管薪酬制度、CEO更替、反收购条款等。这些内部治理行为才与董事会的职能直接相关;同时,内部治理行为作为董事会结构与公司业绩之间的中介变量,研究董事会结构与公司内部治理行为之间的关系,有助于更好地了解董事会结构究竟是通过怎样的途径影响到公司业绩。此外,HermalinandWeisbach(1988)、AgrawalandKnoeber(1996)、ShivdasaniandYermack(1999)、DenisandSarin(1999)等的研究表明,公司的独立董事比例是一个内生决定的变量,受到公司治理结构、公司业绩等变量的影响。如果该现象在中国资本市场上同样存在,则意味着在不控制独立董事内生性情况下进行OLS回归,将导致严重的模型设定偏误问题。基于上述考虑,本文选择大股东占用上市公司资金行为作为研究对象,并在控制内生性情况下,考察独立董事能否抑制大股东的占款行为。本文选择上述研究对象的原因在于:(1)大股东占款已经成为大股东掏空上市公司的重要手段。根据沪深交易所披露的统计数据,截止2005年12月31日,两市共有401家上市公司不同程度存在大股东非经营性占用上市公司资金行为,占用资金总额达449.04亿元。1中国证监会也把大股东占款视为影响中国上市公司质量的突出问题之一,2并要求大股东加快清偿占款进度。3已有研究(例如,姜国华和岳衡,2005)则表明大股东占款给外部投资者带来了巨额损失。(2)中国证监会推行独立董事制度的主要目的之一,在于抑制大股东与上市公司之间的恶性资金占用行为,例如,中国证监会2001年发布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》要求:重大关联交易应得到独立董事的认可;同时,独立董事应对上市公司的股东、实际控制人及其关联企业对上市公司现有或新发生的总额高于300万元或高于上市公司最近经审计净资产值的5%的借款或其他资金往来发表独立意见。因此,考察独立董事能否抑制大股东占款行为,有助于了解独立董事在中国上市公司内部治理机制中的作用,以及独立董事与公司业绩之间的中介传导机制。唐清泉等(2005)和高雷等(2006)考察了独立董事与大股东资金占用之间的关系,发现独立董事比例与大股东资金占用虽然呈负相关关系,但在统计上并不显著。不过,这两篇文献都没有控制独立董事的内生性问题。与已有研究相比,本文的贡献在于:(1)控制了独立董事聘请的内生性问题。本文表明,中国上市公司独立董事聘请具有内生性。同时发现,在没有控制内生性的OLS回归中,独立董事比例与大股东资金占用之间不存在显著相关关系,但在控制内生性之后的2SLS和3SLS回归中,独立董事比例与大股东资金占用显著负相关。这表明以往研究没有发现独立董事能够抑制大股东资金占用,有可能源于模型设定偏误。(2)采用了一个更为干净的指标来反映大股东的掏空行为,即大股东占用其他应收款的增量,以提高回归模型的有效性。已有研究一般以大股东占用资金的存量规模作为掏空指标(例如,唐清泉等,2005;高雷等,2006)。根据证监会的要求,只有当上市公司拟与关联方达成重大关联交易时,才须经独立董事认可,这表明独立董事的作用主要体现在对新发生关联交易的监督上。4此外,已有研究往往将大股东占用的应收账款也视为掏空。然而,我们认为将应收账款归入掏空指标很可能会增大测量误差,从而降低回归模型有效性:(1)应收账款主要源于关联销售和采购,属于经营性资金占用,很难判断应收账款便一定属于恶意资金占用;(2)中国证监会和交易所清理欠款的有关政策规定中,也主要针对大股东的非经营性占用上市公司资金行为;(3)我们的预检验也表明,大股东占用的应收账款与股票收益并不存在显著负相关关系,表明投资者并不认为经营性资金占用必然属于大股东恶意侵占。基于上述考虑,我们选择了大股东占用其他应收款的年度增量来反映大股东的掏空行为,以期得到一个更为干净的掏空指标。(3)姜国华和岳衡(2005)发现其他应收款与未来股票收益负相关。然而,我们发现只有被控股股东占用的其他应收款与股票收益显著负相关,而其他机构或个人占用的其他应收款与股票收益并不存在显著负相关关系。表明其他应收款并不必然损害企业价值,姜国华和岳衡(2005)的发现很可能源于大股东占用其他应收款的后果。二、公司治理结构由独立董事引发中国上市公司的一个显著特征是股权高度集中,高度集中的股权结构,使公司往往置于一个或少数几个大股东的绝对控制之下。大股东往往利用其绝对的控股地位,通过关联交易、盈余管理、市场操纵等手段侵害中小股东的利益(例如,JianandWong,2003;姜国华和岳衡,2005;李增泉等,2004)。为了改善中国上市公司治理结构,中国证监会希望通过引进独立董事制度,对大股东的行为进行有效制约。特别是,2001年8月16日,证监会发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》(以下简称《指导意见》),提出:各境内上市公司应当按照《指导意见》的要求修改公司章程,聘任适当人员担任独立董事;在2002年6月30日以前,董事会成员中应当至少包括两名独立董事;在2003年6月30日前,上市公司董事会成员中应当至少包括1/3的独立董事。《指导意见》还规定,上市公司应赋予独立董事一些特别职权,包括:重大关联交易(指上市公司拟与关联人达成的总额高于300万元或高于上市公司最近经审计净资产值的5%的关联交易)应由独立董事认可后,提交董事会讨论;应对上市公司的股东、实际控制人及其关联企业对上市公司现有或新发生的总额高于300万元或高于上市公司最近经审计净资产值的5%的借款或其他资金往来,以及公司是否采取有效措施回收欠款等重大事项发表独立意见。中国证监会于2004年12月7日发布的《关于加强社会公众股股东权益保护的若干规定》中,再次明确了《指导意见》中的有关规定,并要求上市公司建立、完善独立董事制度,充分发挥独立董事作用。由此可见,证监会引入独立董事制度的主要目标之一,是为了抑制大股东的恶性资金占用行为。本文就是想通过考察独立董事能否有效抑制大股东的资金占用,探讨独立董事在中国公司治理结构中的实际作用。三、研究假设(一)当前中小企业经营环节导致的盈亏风险大股东长期占用上市公司资金且迟迟不愿偿还,是中国证券市场上一个较为引人注目的现象。大股东长期占用上市公司资金,导致上市公司运营现金不足,资金周转困难,增加了上市公司的经营难度,并迫使企业大量依赖外部融资,增加了企业的财务费用。姜国华和岳衡(2005)还发现,其他应收款降低了上市公司的盈余持续性和未来股票收益。这表明,随着大股东占款增加,公司未来的经营风险也随之上升。此外,我们通过手工翻阅上市公司年报,发现许多上市公司在提取坏账准备时,并未特别考虑大股东占款的潜在坏账损失风险,部分公司甚至完全不对大股东占款计提坏账准备,使得当前会计利润不能有效反映大股东占款存在的风险,这都降低了公司当期盈余信息的质量,增加了公司股票持有风险,从而,理性的投资者将采取“以脚投票”,抛售公司股票,导致公司股票价格下跌。为此,我们有大股东占款增加额越高,则股票当期收益越低。(二)提高公司制度水平国外许多研究表明,独立董事的存在,可以改善公司内部治理机制,例如:独立董事导致CEO更替与公司业绩的相关性更高(Weisbach,1988),提高管理层报酬体系中股权激励的比重(Mehran,1995),降低管理层的在职消费(BrickleyandJames,1987),降低管理层支付绿色邮件5的概率(Kosnik,1987),提高公司在被收购时的超常收益率(ByrdandHickman,1992),提高公司在退市交易中的超常收益率(Lee,etal.,1992),使得市场对公司的毒丸计划6做出积极反应(Brickley,etal.,1994)等。国内的研究方面,支晓强和童盼(2005)也发现,中国上市公司的独立董事能够识别公司的盈余管理行为。总之,已有文献认为,独立董事在一定程度上能够改善公司内部治理机制。大股东占款增加将损害中国上市公司的投资者利益,为此,若独立董事能够在公司内部治理机制中发挥有效作用,则独立董事比例的增加,应该能够抑制大股东占款行为的发生;同时,中国证监会特别要求:重大关联交易应取得独立董事认可。这也使得独立董事拥有足够的法律赋予的权力来维护外部投资者的利益。为此,我们有独立董事比例与大股东占款增量负相关。已有研究采用独立董事比例来反映董事会的独立程度。然而,根据《指导意见》的规定,重大关联交易应取得独立董事认可。这就意味着,只要有一位独立董事对关联交易事项不予批准,董事会中的其他成员就无能为力。由于随着独立董事人数的增加,独立董事对关联占款发表异议的概率也很有可能增加。因此,独立董事能否有效抑制大股东占款,可能主要取决于独立董事人数的多少。为此,我们有独立董事人数与大股东占款增量负相关。四、研究设计和样本(一)生物解释企业上年度效应采用大股东占用上市公司其他应收款的年度增量,作为大股东恶意占用资金行为的代理变量。计算的大股东占用资金为第一大股东及其子公司占用上市公司的其他应收款,若有明确的证据表明其他股东与大股东之间存在关联关系,则我们将这些股东占用的其他应收款也计入大股东占款。在稳健性分析部分,我们也采用了其他反映大股东恶意占用资金行为的指标进行了再检验。我们采用模型1,来检验假设1:(1):CARit=α1+β1OARit+控制变量+μit其中:CARit为公司i第t年的年度超额回报,计算公式为公司年度回报率(包含分红)减去市值加权平均的市场年度回报率(包含分红);OARit为公司i第t年的大股东占款增加额,并通过除以年末总资产予以标准化;我们借鉴Sloan(1996)的做法,在回归模型里控制如下风险因素:MV,公司上年末股票市值的自然对数;MB,公司上年末股票市值账面比;BETA,公司上一年度的股票BETA值;E/P,公司上年度的盈余/公司上年末股票市值。7我们也对行业和年度效应进行了控制。我们采用模型2a,来检验假设2a:(2a):OARit=α2+β2DIRECTit+控制变量+νit其中:DIRECTit为公司i第t年的独立董事比例。此外,JianandWong(2003)、李增泉等(2004)、陈晓和王琨(2005)等认为,第一大股东持股比例、第二至第五大股东持股比例之和、国有控股、企业集团控股等股权结构特征将影响到大股东与上市公司之间的关联交易行为,为此,我们将上述指标纳入回归模型作为控制变量。另外,大股东占款的增量还会受到大股东占款期初存量的影响,为此,我们也将大股东占用其他应收款的期初规模作为控制变量。我们还加入了公司规模、负债率、行业、年份等控制变量。我们采用模型2b,检验假设2b:(2b):OARit=α3+β3DIRECTNUMit+控制变量+εit其中:DIRECTNUMit为公司i第t年的独立董事人数的虚拟变量,若独立董事人数大于样本中位数2,则取值为1,否则取值0。控制变量同模型2a。由于独立董事的聘请有可能存在内生性问题,对于模型2a、2b,我们对独立董事变量是否具有内生性进行了Hausman检验。结果发现,Hausman检验表明独立董事变量具有内生性,为此,我们除采用OLS方法进行回归外,也采用了两阶段最小平方法(2SLS)和三阶段最小平方法(3SLS)进行回归,以控制可能的内生性问题。在2SLS和3SLS回归中,我们根据已有文献研究结果,采用如下变量作为独立董事的工具变量:(1)高管层持股比例。Weisbach(1988)、BathalaandRao(1995)、DenisandSarin(1999)等认为,随着高管层持股比例的增加,管理层和股东的利益将趋于一致,从而,外部董事监督作用的重要性将会降低。(2)股利支付率。BathalaandRao(1995)认为,股利发放减少了管理层可以随意支配的自由现金流,降低了公司内部代理成本,从而,公司对独立董事的需求将减少,我们以本年度股利支付/本年度盈余来反映股利支付率。(3)盈利情况。HermalinandWeisbach(1998)认为,若公司业绩较差,则会导致独立董事的增加,以便加强对管理层的监督,我们以上年末是否亏损这个虚拟变量来反映。(4)公司经营风险。BathalaandRao(1995)认为,高风险公司的代理冲突更严重,因此需要更多的监督,从而会有更高比例的外部董事,我们以公司股票上年度BETA值来反映其经营风险。另外,我们也纳入了上年末股票市值账面比(反映公司的成长性)等变量。(二)描述性统计与稳健性分析我们的样本区间为2000年至2003年在上海证券交易所上市的所有制造业公司,各年的公司数为321、367、406、437,共1531个公司年度。我们采用手工收集方式,从上市公司披露的关联交易信息中,归类统计出第一大股东及其子公司所占用资金情况。其余变量数据来自北京大学中国经济研究中心开发的CCERTM中国证券市场数据库系统。我们剔除了部分变量数据缺失的239个观测值,此外,由于同时发行H股的上市公司其聘请独立董事行为具有特殊性,我们也剔除了同时发行H股的上市公司,最后得到1255个观测值,各年观测值分别为251、295、339、370。表1为变量定义和描述性统计。从描述性统计来看,中国上市公司独立董事比例平均仅为17.32%,最高也仅为50%,只有33.2%的观测值中独立董事人数超过2人,总体而言,董事会中的独立董事比例并不是很高。从大股东占款增量来看,平均值为-0.891%,这表明样本期间大股东占款程度平均而言有所下降。但大股东占款的期初存量仍相当高,平均约为总资产的3.81%,最高达到总资产的403.88%。之所以出现大股东占款高于总资产的情形,是由于一些公司对大股东占款大量计提坏账准备和资产减值准备,从而导致总资产大幅缩水,但在核算大股东占款时,并不因已计提坏账准备便相应减少大股东占款额,仍按实际占用额披露大股东占款情况,出现了大股东占款反而高于总资产的情况。我们在稳健性分析部分剔除了异常值进行再检验,结果表明本文结论并不受异常值的显著影响。表2列出了大股东占款增量、独立董事比例、独立董事人数、股票收益与其他变量之间的相关系数。表2显示,大股东占款增加额与股票收益显著负相关,但大股东占款期初存量反而与股票收益显著正相关,不过多元回归结果表明,在控制其他风险因素之后,大股东占款期初存量与股票收益之间不存在显著相关性,这或许表明大股东占款期初存量对股票收益的负面影响已经反映在过去各期的股票收益中,从而与本期的股票收益不存在显著负相关关系。大股东占款增加额与大股东占款期初存量显著负相关,这表明大股东占款增加额主要取决于期初存量,期初存量越高,本期占款增加量越低。独立董事比例与人数都与股票收益负相关,这或许表明业绩越差的公司更有可能聘请独立董事。独立董事虽然与大股东占款增加额没有呈现出显著相关性,但却与大股东占款期初存量显著负相关,这或许表明大股东期初占款规模越高的公司越倾向于不聘请独立董事。五、综合分析的结果(一)款期规模与证券收益模型1的回归结果列示在表3里。表3显示,大股东占款增加额与股票收益显著负相关。即便在控制了公司规模、MB比、BETA值和盈余市价比等反映公司股票风险和盈利状况的因素之后,这一效应仍然成立。此外,大股东占款期初规模与股票收益虽然负相关,但统计上并不显著,这或许表明大股东占款期初存量对股票收益的影响已经反映在过去各期的股票收益中,从而与本期的股票收益不存在显著负相关关系。作为补充检验,我们也考察了其他应收款中并非由大股东及其子公司占用的部分与股票收益的关系。我们发现,这部分其他应收款无论是增量还是存量,都与股票收益不存在显著负相关关系。这表明企业正常经营过程中产生的其他应收款并不必然损害企业价值,也表明姜国华和岳衡(2005)发现的其他应收款与股票收益的负相关关系,很可能源于大股东占用其他应收款的后果。表3的回归结果不仅支持了假设1,而且也表明我们选择大股东占用其他应收款的年度增量作为掏空指标有其合理性。(二)独立董事人数对大股东占款的影响我们首先采用OLS回归模型检验独立董事与大股东占款之间的关系,回归结果列在表4中。与唐清泉等(2005)、高雷等(2006)的研究结果相似,我们发现独立董事比例与大股东资金占用虽然负相关,但在统计上并不显著。然而,当采用独立董事人数变量时,我们发现两者呈现显著负相关关系。这表明独立董事人数越多,则大股东越难以占用其他应收款,其原因或许是随着独立董事数目的增加,独立董事对关联占款发表异议的概率也很有可能增加,从而制约了大股东的掏空行为。控制变量的回归结果则表明,大股东期初占款存量越高,则本期新增占款越少,其原因不难理解:当大股东已经占有了大量资金时,继续对上市公司进行掏空的余地便下降了。此外,第二至第五大股东持股比例越高,则大股东占款越少,这反映了其他大股东对第一大股东掏空行为的制约作用。而负债率与大股东占款显著正相关,这或许表明随着大股东掏空程度的提高,导致企业更有可能依赖于外部融资来满足其日常运营资金需要;也有可能是随着负债率增加,大股东更有动力去掏空企业,因为此时掏空后果主要由债权人承担。(三)主观回归结果我们首先采用Hausman检验考察独立董事与大股东占款之间是否存在内生性,结果表明独立董事与大股东占款之间存在显著内生性:当内生变量为独立董事比例时,Hausman检验t=6.09,p<0.01;当内生变量为独立董事人数时,Hausman检验t=-3.13,p<0.01。由于独立董事比例的Hausman检验t值为正,这意味着OLS回归很可能高估了独立董事比例的回归系数。若独立董事比例的真实回归系数为负值,则高估其回归系数的结果,将导致独立董事比例的回归系数趋于0。相反,独立董事人数的Hausman检验为负,这表明OLS回归很可能低估了独立董事人数的回归系数,从而高估了独立董事人数对大股东掏空的抑制作用。为此,我们采用2SLS和3SLS回归,来控制可能的内生性问题。表5为2SLS第一阶段回归结果。由于样本里高达36.7%的独立董事变量取值为0,为了消除截断数据对模型估计的可能影响,在2SLS估计的第一阶段回归里,我们采用Tobit模型来估计独立董事比例;同时,由于独立董事人数为虚拟变量,我们采用Logit模型来估计独立董事人数。表5回归结果表明,第一阶段回归结果总体非常显著,这表明本文的工具变量与内生变量之间有较高的相关性。不过,由于第一阶段回归模型的解释变量包含了第二阶段的控制变量,这种高相关性可能是源于独立董事与第二阶段控制变量之间的高相关性,而非源于工具变量。为此,我们从第一阶段回归模型中剔除。第二阶段的控制变量进行再检验,回归结果列示在表5的回归模型(2)、(4)中。再检验的结果表明,独立董事与我们所选择的工具变量(LOSS、MB、MANSTOCK、PAYOUT、BETA)之间确实存在高度相关性,模型总体检验有效,这增强了2SLS和3SLS回归结果的有效性。不过,当模型中包含与没有包含第二阶段控制变量时,各工具变量的显著性存在显著差异,这表明工具变量与各控制变量之间可能存在共线性,然而对于第一阶段回归来说,重要的并非个别工具变量的回归系数是否显著,而在于内生变量对工具变量回归的模型总体R平方,因此,这里的多重共线性问题并不会对本文研究造成太大困扰。关于工具变量有效性的另一个检验,是工具变量是否与第二阶段回归的残差项不相关。为此,我们进行了Sargan检验,发现:当内生变量为DIRECT时,Sargan统计量为4.245,在10%水平下不显著,这表明我们所选工具变量与第二阶段回归模型中的残差项不存在显著相关关系;但当内生变量为DIRECTNUM时,Sargan统计量为15.415,在1%水平下显著,这表明此时所选的工具变量与第二阶段回归模型中的残差项可能存在显著相关,然而,由于在大样本情况下,即便工具变量与第二阶段回归的残差项不相关,Sargan统计量往往也极为显著,因此对于该结果我们持保留态度。总之,我们所选择的工具变量对于独立董事比例变量较为有效,但对于独立董事人数变量的有效性需持谨慎态度。模型2a、2b的2SLS和3SLS的回归结果列示在表6中。虽然在OLS回归结果中,我们没有发现独立董事比例与大股东占款显著相关,但在2SLS和3SLS回归中,独立董事比例与大股东占款都显著负相关。由于Hausman检验表明独立董事比例具有内生性,同时我们选择的工具变量与独立董事比例变量显著相关,但与第二阶段回归的残差项不存在显著相关性,这表明,与OLS回归结果相比,2SLS和3SLS的回归结果要更为有效。以往研究没有发现独立董事比例与大股东占款之间的相关性,有可能源于模型设定偏误问题。独立董事人数的2SLS和3SLS回归结果同样表明,独立董事人数与大股东占款显著负相关。不过,在2SLS回归中,独立董事人数的回归系数绝对值要小于OLS回归系数的绝对值,这也支持了Hausman检验中所发现的OLS回归将高估独立董事人数对大股东掏空的抑制作用的论断。另外,由于独立董事人数的工具变量有效性不很确定,对于独立董事人数变量来说,2SLS、3SLS回归结果未必比OLS回归结果更有效。不过,无论是OLS回归,还是2SLS、3SLS回归,独立董事人数都与大股东占款显著负相关,这仍表明独立董事人数变量很可能与大股东占款存在负相关关系。控制变量的回归结果则与OLS回归结果较为类似:大股东期初占款存量、第二至第五大股东持股比例与本期新增占款负相关;负债率与大股东占款显著正相关。另外,资产规模与大股东掏空正相关,这或许表明随着企业规模的扩大,则大股东更有可能从事掏空行为。国有控股变量虽然与大股东掏空负相关,但大部分回归情况下并不是很显著。六、稳定性分析(一)大股东长期控制变量的估计结果为了考察本文结论是否源于本文所采用的大股东资金占用指标,我们也采用了其他指标来测量大股东占用资金状况。这些指标包括:大股东占用资金年末存量(大股东占用其他应收款年末总量);大股东净占用资金的年末总量(大股东占用上市公司的其他应收款减去上市公司占用大股东的其他应付款);大股东净占用资金的年度增量(大股东本期净占用资金减去上期净占用资金)。在没有控制内生性的OLS回归中,我们