異質機構、企業性質與關聯交易

李文華，馮照楨

（西安交通大學經濟與金融學院，陜西西安 710061）

異質機構、企業性質與關聯交易

李文華，馮照楨

（西安交通大學經濟與金融學院，陜西西安 710061）

基于2007－2009年3618家A股上市公司數據，本文從關聯交易密度和關聯交易頻率兩個維度對機構持股、企業性質和關聯交易之間的關系進行了實證研究。結果發現:機構持股對企業關聯交易的抑制作用并不顯著，這種不顯著性主要歸因于證券投資基金;不同性質的機構對企業關聯交易的抑制作用不同，其中證券投資基金對企業關聯交易基本不存在抑制作用，而險資和合格的境外機構投資者則相反;企業性質對異質機構和關聯交易間的關系有顯著的調節作用，民營上市公司中機構投資者的抑制作用要強于國有上市公司。

異質機構;企業性質;關聯交易

一、引 言

在上市企業的財務和經營決策中，關聯方之間轉移資源、勞務或義務的行為對公司業績有重要影響。盡管有學者認為關聯方進行關聯交易有助于維持公司的上市資格［1－2］，實現資源共享和再分配［3］，彌補市場失靈等［4］;但更多研究表明，關聯交易的目的主要在于轉移上市公司利潤，進行盈余管理［5－7］，從而嚴重侵害了中小股東的利益［8］。企業關聯交易的發生情況受到諸如經濟制度、法制體系和企業結構［9］，控股股東的持股比例［10］以及集團持股狀況［11］等多種因素的影響。王琨和肖星［12］研究還表明，作為一項重要的公司制度安排，機構投資者對上市公司的關聯交易存在重要影響。

據Wind數據庫的統計，截止到2009年12月，各類機構投資者已持有A股流通市值的64.77%，82%的上市公司有機構投資者持股，其平均持股比例為8.37%。令人遺憾的是，國外學者對關聯交易

的研究多集中在分析關聯交易的成因及對公司價值的影響方面［13，7］，鮮有文獻對機構投資者的存在是否對關聯交易產生影響，以及這種影響是否因機構投資者的不同而不同等問題進行考察。國內文獻研究發現，前十大股東中存在機構投資者的上市公司被關聯方占用的資金顯著少于其他公司，機構投資者存在積極的治理效果［12］，持股比例超過10%的控股股東數目增加會降低關聯交易的發生金額和概率［8］。但上述研究并沒有對機構投資者進行分類研究，事實上，不同的機構投資者具有不同的公司治理效應［14－15］，一概而論的研究思路難以理清不同機構投資者的作用差異性;其次，由于我國上市公司的大股東性質復雜且國有或民營大股東“一股獨大”現象較為普遍，機構治理的作用發揮也面臨諸多限制。因此如何結合中國的公司治理實踐，對如下三個問題進行探討顯得很有必要:第一，機構投資者與我國上市公司的關聯交易之間有著何種關系?第二，企業性質對于這種關系是否存在調節作用?第三，不同類型的機構投資者對我國上市公司關聯交易的影響是否不同?

本文主要內容安排如下:第二部分在對相關文獻進行述評的基礎上，提出待證假說;第三部分是本文的研究設計，主要介紹變量設置、樣本選取以及描述性統計分析;第四部分是模型設定、實證分析及討論;第五部分是結論。

二、文獻述評及假說提出

國內外學者對機構投資者與公司治理或公司價值之間的關系已做了深入研究，積累了相當多的文獻。囿于現代企業所有權和控制權的分離，再加上中小投資者法律保護制度不健全以及公司內部治理機制不完善，控股股東必然采用關聯交易等手段掏空上市公司，盤剝中小股東利益［16－18］。機構優越論（Superior Investor）認為機構投資者的存在可以識別具有發展潛力的公司，對公司決策產生良好影響，進而改善公司治理;同時機構投資者可以對內部人控制的企業形成一種監督與約束，能夠保護中小投資者的利益［19－20］。究其原因，第一，機構投資者作為股東在利益獲取方面不同于內部人，作為股東的機構投資者雖關心公司的投資價值和收益，以及市場價格與價值之間是否有利可圖［21］，但其主要目的仍在于獲取長期收益，因此會關注企業的長期發展，進而抵制內部人控制下的關聯交易;第二，內部人僅給予經營者有限的自由支配權，往往根據自己的意志建立董事會，并依托董事會機制推動經理層對外界環境做出有目的的適應，如進行關聯交易掩蓋虧損、掏空利潤等，而機構投資者在控制權的配置方面給予經營者相當高的自主權，主要依靠“用腳投票”這種強激勵機制威脅經營者做出適當的反映，因此會抑制關聯交易行為;第三，機構投資者在信息獲取方面的專業化有助于其獲取關于公司治理、財務狀況等方面的更多信息，并且能夠更好的處理投資行為，同時機構投資者的資金規模優勢也使它有足夠的動力去關注企業的盈利能力和發展潛力，可以通過抑制關聯交易，較好地監督和約束公司內部人的掏空行為，降低代理成本，實現利益相關者利益的最大化，減少其對中小股東利益的侵害;第四，現有研究也表明，機構投資者由于較高的持股比例而被“鎖定”在被投資企業中，機構投資者無法在不遭受損失的情況下退出企業，因此不得不積極參與公司治理［22－23］。基于上述分析，本文認為在參與公司治理過程中，機構投資者作為股東會拒絕有損于公司價值和效益的關聯交易，如低于正常價格的銷售、擔保以及勞務提供等。故提出如下命題:

命題1:機構投資者持股對上市公司關聯交易存在抑制作用。

相關研究表明，首先，通過維持公司的上市地位，企業可以募集到足夠資金，減輕地方政府的就業壓力和促進企業所在地的經濟發展［1－2］，因此作為國有上市公司控股股東的政府有足夠的動機和能力進行盈余管理，即通過關聯交易擴大利潤進而避免財務報表損失，以盡可能地獲取更多的上市公司額度［5，24－25］。其次，我國國有上市公司往往是集團企業的一部分，大多受國資委或其他部門控制，存在較多關聯方，很難在經營和財務決策方面擺脫母公司的影響，做到人員、資產和財務的獨立，這為集團決策層進行關聯交易提供了有利環境［11］。因此，面對國有上市公司中作為控股股東的政府，機構投資者難以對企業經營決策產生重大影響，只能選擇追求穩定的利潤，所以國有上市公司中控股股東的盈余管理動機以及特殊的股權結構安排會降低機構投資者在公司治理過程中的積極作用，削弱了機構投資者對公司關聯交易的抑制作用。而占上市公司半壁江山的民營企業持股比例較為分散，其“一股獨大”的情形要顯著弱于國有企業;且民營企業的董事會往往通過聘用專業的經理人員進行日常的生產管理工作，在公司的決策過程中，機構投資者可以利用其專業化的技術能力發揮積極的作用，抑制過多關聯交易的發生。基于上述分析，本文提出如下命題:

命題2:相比國有上市公司，民營上市公司中機構投資者持股對上市公司關聯交易的抑制作用更強。

由于投資目標和投資界限存在差異，不同機構投資者在公司治理中發揮著不同的作用［19，26－27］，因此其對關聯交易的影響亦應有所不同。具體而言，證券基金強調投資組合的年度績效，偏重短期收益。如果某些股票出現短期業績下滑，證券基金有可能通過公司關聯交易來掩蓋股票效益變化，而不是積極參與公司的治理活動和加強監督管理層以獲得長期收益。再者，迫于年度考核排名壓力，證券基金經理無法接受長期的投資過程［27］，同時這種壓力促使證券投資基金進行頻繁地慣性交易，賣出業績表現較差的股票，買入收益較高的股票，并積極掩蓋業績虧損［26］。國內學者［28－30］的研究已經證明我國的證券投資基金基本均采用此種投資策略，具有明顯的羊群效應。我國的實際情況亦表明，年度基金的排名壓力和惡性競爭①參見新浪網“基金排名折殺A股”，“基金排名大戰”等關于基金排名的負面效應報道。使證券投資基金不可能注重企業的長期發展潛力，通過關聯交易隱藏虧損進而獲得短期收益就更受青睞。換言之，證券投資基金的行為符合機構短視論（Myopic Investor）的觀點:機構投資者的短視行為不僅不會對公司治理起到積極作用，反而會造成企業決策行為的短視［26］。與證券投資基金不同，養老基金等險資（包括社保基金、保險基金和少量證券基金）更加注重企業成長性，關注長期投資，能夠在公司治理過程中發揮重要的積極作用［31－32］。究其原因，一方面是因為險資一般擁有較長的投資期界，且注重價值投資而不是短期投機;另一方面是因為我國對于險資實行著不同于證券投資基金的管理辦法。沒有定期排名的壓力，投資者便不會選擇通過大量關聯交易來掩蓋短期虧損，而是積極參與治理公司，提高公司盈利能力。而合格的境外機構投資者作為成熟的機構投資者，更加關注企業的成長能力和治理情況，其投資目標要求其去尋找具有長期持有價值的中小企業，且具有長期性［33－34］，同時其也沒有定期披露投資組合和排名的壓力，避免了惡性競爭對其決策的影響，這樣合格的境外機構投資者會積極的參與公司治理以保證長期收益的實現。基于上述分析，我們提出如下命題:

命題3:證券投資基金對關聯交易沒有抑制作用，而險資和合格的境外機構投資者對關聯交易存在抑制作用。

三、研究設計

（一）變量選擇

1.被解釋變量

本文以上市公司關聯交易為被解釋對象。已有文獻中針對關聯交易的研究，或以關聯交易是否發生［6，8，10］，或以關聯交易的發生額以及關聯交易發生額與資產、負債或銷售的比例［5，7，12］來表征關聯交易，度量維度較為單一。本文首次從關聯交易密度和關聯交易頻率兩個維度來度量關聯交易，這樣實證結果可能會更加穩健。所以，本文的被解釋變量包括:（1）關聯交易密度，以關聯交易規模與銷售收入的比例來表示，記為RPT/sales;（2）關聯交易頻率，采用關聯交易年發生次數（包括銷售、擔保、采購、提供勞務等）來表示，記為Times。

2.解釋變量本文以上市公司中機構投資者的持股比例為解釋變量，記為INS。根據機構投資者的不同分類，若機構投資者是證券投資基金，其持股比例記為MF;若機構投資者為社保基金、保險基金或少量證券公司等險資，其持股比例之和記為IC;若機構投資者是合格的境外機構投資者，其持股比例記為 QFII。

3.控制變量

（1）公司特征變量:

本文主要從公司規模、資本結構、盈利能力、營運能力、償債能力、發展能力、企業性質以及股權特征等方面刻畫公司特征。1）公司規模:以公司的總資產的對數來衡量，記為LnSize;2）資本結構:以公司的資產負債率表示，記為DEBT;3）盈利能力:以公司的資產報酬率和股權報酬率表示，記為ROA、ROE;4）營運能力:以公司的流動資產周轉率表示，記為LAZ;5）償債能力:用公司的利息保障倍數、速動比率和流動比率表示，分別記為 LXBZ、SDR、LDR;6）發展能力:用企業的銷售收入增長率表示，記為GMP;7）企業性質:使用虛擬變量NAT表示，取值為1時表示民營企業，0時代表國有企業;8）股權特征:用企業的前三個最大股東的持股比例的平方和表示，記為HHI3。

（2）行業特征變量。鑒于風險回報程度和長期發展能力在各個行業均不同，這會導致機構投資者的行業偏好不同，因此研究過程中有必要對不同行業加以區分。本文借鑒 David et al.［35］和溫軍等［36－37］的做法，用行業平均資產報酬率、行業平均資產負債率和行業平均市場價值與賬面價值的比例來控制不同的行業，分別記為 InROA、InDEBT和InM/B。

（二）樣本選取和數據來源

本文以實行新企業會計準則以來2007－2009年我國上海證券交易所和深圳證券交易所的A股上市公司為研究對象。在樣本的篩選過程中，我們剔除了ST公司，原因主要在于這類公司出于保牌等目的，信息的披露可能存在一定程度上的失真;并且，我們剔除了金融證券行業公司，原因主要在于該行業和其他行業具有明顯的不可比性;此外，我們剔除了B股企業以及中小板塊和創業板企業;最后，我們對于主要數據缺失且無法通過其他渠道獲取的企業進行了剔除。最終確定了本文的研究對象。本文采用的關聯交易規模以及關聯交易頻率數據均來自CSMAR中國上市公司關聯交易數據庫，對于不涉及金額的關聯交易，如擔保、提供勞務等，賦值為1元，公司每年的關聯交易規模數據是對上述數據進行加總而來。機構投資者持股數據來自于Wind數據庫，公司控制人性質、財務數據等來自于CSMAR。

（三）描述性統計分析

表1是各變量的描述性統計結果。首先，關聯交易密度RPT/sales的最大值為8367.498，而最小值為 －136.286，標準差為202.173，這表明了我國上市公司的關聯交易密度存在著顯著差異。RPT/sales的均值為9.420，中位數為0.400，表明隧道效應多于支撐效應，間接支持了前文的推斷——控股股東對上市公司存在掏空行為。其次，Times的最大值為255，最小值為1，均值為22.872，表明關聯交易是一種普遍存在的行為。通過觀察相關系數，我們可以發現RPT/sales、Times與INS之間存在著顯著的正相關關系，在一定程度上表明機構投資者的持股比例增加會導致更多的關聯交易，初步否定了命題1;關聯交易密度維度的分析表明，MF的正向影響具有顯著性，而IC和QFII的影響均不太顯著;關聯交易頻率維度的分析表明，異質機構持股均與其存在正相關關系，MF和IC的正向影響具有顯著性，QFII的作用并不顯著。這些印證了關聯交易與機構投資者異質性高度相關。考慮到命題2和命題3的論述，本文初步推斷命題1不成立的現象可能是源于MF的影響過大，對此我們將在計量模型中進行深入分析。企業性質對于機構投資者持股與關聯交易關系的調節作用，無法通過相關系數反映出來，仍需要進行進一步的計量分析。

表1 全樣本情況下的變量的描述性統計及相關系數

四、實證分析

（一）模型設定

根據本文的研究目標和研究思路，模型設定主要由兩部分組成:一是關聯交易密度對機構持股變量的回歸;二是關聯交易頻率對機構持股變量的回歸。

1.關聯交易密度對機構持股變量的回歸

確定模型最終形式之前，本文對計量方法做了一系列的預檢驗:第一，采用冗余固定效應檢驗是否存在個體固定效應，結果顯示不能拒絕原假設;第二，進一步采用Hausman檢驗對模型進行了固定效應和隨機效應的選擇，結果顯示固定效應更為適合。所以，本文采用固定時期和截面效應，構建模型如下:

上式中，i代表企業個體，t代表年份，μt、γi代表時期和個體固定效應;εit為隨機擾動項;β1INSit表示機構持股比例向量與回歸系數的乘積、X/β代表控制變量向量與相對應的回歸系數的乘積，變量RPT/salesit和INSit分別表示關聯交易密度變量向量和機構投資者持股比例向量。

2.關聯交易頻率對機構持股變量的回歸

本文檢驗關聯交易頻率為非負整數，同時研究表明，計數模型對于非負整數變量具有更好的統計擬合解釋效果（Hausman et al.，1984［38］）。鑒于本文采用面板數據，混合截面的計數模型不再適用，本模型的假設如下:

上述各式中，i代表企業個體，t代表年份。（2）式表示模型的嚴格外生性假定，（3）式表示給定模型的解釋變量xt及企業個體或時期異質性cit，被解釋變量服從均值為citm（xit，β0）的泊松分布，cit以乘法而不是加法引入模型。Hausman et al.［38］證明，在一定的條件下，yit的條件期望并不依賴于cit，可以采用最大似然估計方法進行估計。給定cit=exp（αit），則本文的模型設定如式4所示。

（二）實證分析

本文的回歸結果如表2所示。表2共包含3組模型，其中，模型1和2分別描述了控制 /不控制企業性質情況下RPT/sales對INS的回歸結果;而模型3和4則分別描述了控制 /不控制企業性質情況下Times對INS的回歸結果;第三組的模型5和6，分別描述了控制 /不控制企業性質情況下RPT/sales對剔除MF后的回歸結果。

各模型的回歸結果顯示，HHI3、LnSize、DEBT、ROA、LDR以及InM/B、InDEBT、InROA對RPT/sales和Times的回歸系數均通過了顯著性檢驗，表明這些控制變量對企業關聯交易有顯著影響。在模型1中，INS的系數顯著為正，與描述性統計分析結果相一致，再次否定了命題1。模型2中引入企業性質的控制變量NAT后，交叉項的系數為負且顯著，說明相比國有上市公司，民營上市公司中機構投資者持股會降低關聯交易密度，即企業性質對機構投資者與關聯交易之間的關系存在調節作用，部分證明了命題2。模型3中，INS的系數為負，表明機構投資者持股對關聯交易存在抑制作用，雖然不具有顯著性，但這在一定程度上支持了命題1。模型4中引入企業性質的控制變量NAT后，交叉項的系數顯著為負，表明與國有上市公司相比，民營上市公司中機構投資者對關聯交易頻率的抑制作用更強，這再次支持了命題2。

命題3的理論分析表明，證券投資基金MF對關聯交易不存在抑制作用，因此機構投資者持股的不顯著性可能是由MF的不顯著性導致。為此，本文以剔除MF后的INS對模型重新進行回歸，結果如模型5和模型6所示。模型5的回歸結果表明，剔除MF后，機構投資者的持股比例和關聯交易密度之間存在不顯著的負相關關系。在考慮了企業性質的模型6中，INS－MF的系數顯著為負，它表明機構持股在國有企業中對關聯交易也具有顯著的抑制作用;且交叉項的系數仍為負，說明相比于國有企業，民營企業中機構持股對關聯交易的抑制作用更強，雖然這種更強的關系不是統計顯著的（T=0.36），但仍部分證明了命題2。

表2 關聯交易密度和關聯交易頻率與機構持股變量的回歸結果

本文還進一步考察了機構異質性對企業關聯交易的影響，具體結果如表3所示。在表3模型7的回歸結果中，MF的系數為正，在1%的水平下顯著，表明在不區分企業性質的情況下，MF對企業的關聯交易并沒有抑制作用;而QFII、IC的回歸系數均為負值，表明這兩類機構投資者積極參與了公司治理過程，抑制了關聯交易的發生，降低了關聯交易密度。在加入企業性質變量的模型8的回歸中MF的回歸系數仍為正值，表明證券投資基金在國有企業中并沒有起到抑制關聯交易的作用;而QFII的系數顯著為負，其在國有企業起到了顯著的積極的作用，抑制了企業關聯交易的發生頻率;對于IC來說，其回歸系數仍為負，但不顯著（T=－0.68），它表明險資在國有企業中依然對關聯交易存在著不顯著的抑制作用;由于各模型中交叉項的系數均為負，這意味著對于這三種不同類型的機構投資者而言，其對民營企業關聯交易的抑制作用均強于國有企業。模型7和模型8在關聯交易密度層面上證明了命題2和命題3的正確性。模型9中，MF和QFII的回歸系數均為負值，且分別在5% 和1% 的水平下顯著，說明MF和QFII對關聯交易頻率存在著顯著的抑制作用;而MF的回歸結果符號與模型7中相反，可能說明MF會通過減少關聯交易頻率、增加關聯交易密度的方式實質性增加關聯交易;令人意外的是IC的回歸系數為正，且顯著，不過這可能是因為有險資持股的多為國有企業，且社保、保險等有很多屬于國有企業的關聯方，過多的險資反而加劇了關聯交易頻率。在引入企業性質控制變量的模型10中，這種解釋就變得可以理解了。模型10中，MF和QFII在國有企業中對關聯交易頻率的抑制作用與模型9相比無實質性變化;IC的系數雖仍為正，但是由1%的統計顯著變為不顯著，說明與關聯交易次數之間的正向相關關系基本不存在;對交叉項的分析可以看出，在民營企業中，異質機構持股對關聯交易頻率的抑制作用均強于國有企業（雖然MF和QFII的抑制作用表現的不顯著）。模型9和模型10在關聯交易頻率層面基本證明了命題2和命題3的正確性。

上述的分析表明，異質機構持股對關聯交易的抑制作用是不同的;其中，MF的抑制作用不顯著，QFII和IC的抑制作用具有統計顯著性;民營企業中異質機構對關聯交易的抑制作用均強于國有企業。基本證明了命題2和命題3的假設。

表3 各樣本組中異質機構對關聯交易密度和關聯交易頻率的回歸結果

五、主要結論

本文基于2007－2009年3618家A股上市公司的數據，從關聯交易密度和關聯交易頻率兩個維度對機構持股、企業性質和關聯交易之間的關系進行了實證研究。結果表明:機構持股對關聯交易的抑制作用不顯著，這種不顯著性主要是由證券投資基金的不顯著性導致;不同性質的機構對關聯交易的制約作用不同，證券投資基金對企業關聯交易基本不存在抑制作用，而險資和合格的境外機構投資者則相反;企業性質對異質機構和關聯交易的關系有顯著的調節作用，機構投資者在民營企業中的抑制作用要強于國有企業。

本文的研究結論具有重要的政策含義。首先，我國的機構持股的目的與歐美等發達國家相比更加復雜。民營企業具有現代公司結構，目標明確，而國有企業的多目標化造成其投資目標的分散，機構投資者的作用難以發揮。隨著資本市場的逐步完善，投資者機構化已是大勢所趨，為了進一步推動國有企業的改革，必須完善國有企業的治理目標，建立完整的現代公司形式，完善經理人制度，弱化非經濟因素對國企治理的影響。其次，為了提高我國上市公司整體的治理效果，多樣化企業股權，應鼓勵異質機構持股上市公司，但是，證券基金的短視行為、羊群效應會危及企業整體的良性發展，因此應多鼓勵QFII和險資持股高新技術行業，如電子、航空、醫療等，同時強化對證券基金的監管。再次，放寬險資和QFII的持股額度和入市比例，能夠優化我國投資者的比例結構，提高市場效率。

值得強調的是，本文的研究也存在著如下的局限性:1.對于關聯交易頻率的處理，由于樣本所涉及的公司不是全部披露了相關數據，結果可能存在著一定的偏誤;2.對關聯交易的類型沒有進行細分。筆者今后將進一步豐富樣本，對此問題進行持續研究。

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Heterogeneous Institutional Investors，Firm Ownership and Related Party Transaction

LI Wen－hua，FENG Zhao－zhen
（School of Economics and Finance，Xi'an Jiaotong University，Xi'an710061，China）

Based on the data of3618 A－share listed companies through2007－2009，this study empirically examines the relationship among institutional shareholder，nature of firm and related party transactions（RPT）from two aspects－－transaction density and transaction frequency.We find that the restriction of institutional shareholder on RPT is non－significant，which mainly results from mutual funds（MF）;that heterogeneous institutional investors have different restriction effect on RPT.Mutual funds basically have no restriction on RPT，while insurance company（IC）and qualified foreign institutional investor（QFII）are the opposite.More importantly，firm ownership plays a significant moderating effect on the relationship between heterogeneous institutional investors and RPT，and the restriction effect in private companies is stronger than that in state－owned companies.

Heterogeneous Institutional Investors;Firm Ownership;Related Party Transaction

A

1002－2848－2012（02）－0080－08

2011－12－31

李文華（1972－），湖南省郴州市人，西安交通大學經濟與金融學院博士研究生，研究方向:產業經濟學、公司治理;馮照楨（1988－），湖北省宜昌市人，西安交通大學經濟與金融學院博士研究生，研究方向:公司治理與產業投融資。

責任編輯、校對:李再揚