累積投票制、利益侵占與公司績效

陳玉罡

(中山大學 管理學院，廣東 廣州 510275)

盡管2000年濰坊北大青鳥華光科技股份有限公司(證券代碼:600076)便在公司章程中規定，選舉董事應采用累積投票制①累積投票制是指在選舉兩名及以上董事時，股東所持的每一有表決權的股份擁有與應選董事人數相等的投票權。股東可以將所持股份的全部投票權集中投給一位候選董事，也可以分散投給數位候選董事。參加股東大會的股東所代表的有表決權股份總數與應選董事人數的乘積為有效投票權總數。投票結束后，在得票數達到到會有表決權股份數半數以上的候選人中從高到低依次產生當選的董事。，但累積投票制的正式引入起始于2002年發布的《上市公司治理準則》。該準則第31 條規定，控股股東持股比例超過30%的上市公司在選舉董事時，應當采用累積投票制。2012年5月，以耶魯大學基金為代表的機構投資者在格力電器的董事會選舉中通過累積投票制成功將其推薦的董事候選人選入董事會，而另外一名由控股股東推薦的董事候選人卻落選了。這一標志性事件表明累積投票制作為一種公司治理的機制正逐步展現出威力。累積投票制使得中小股東可以將所持有的投票權集中投給能代表自身利益的董事候選人。與一般投票制相比，累積投票制給予中小股東更多對抗控股股東的權力。

迄今為止，對累積投票制能否起到治理效應的實證研究仍非常缺乏，尚無法判斷累積投票制到底對公司績效產生怎樣的影響。如果將累積投票制納入章程之后公司績效提升了，那么就說明累積投票制對公司績效產生了正面影響。引入累積投票制的初衷是為了加強公司治理、保護中小投資者、抑制控股股東的侵占行為，那么，累積投票制對公司績效的影響是否是因為這一制度能降低控股股東的侵占行為呢?本文將對上述問題予以深入分析。

一、文獻述評與假設提出

(一)相關文獻回顧

1.累積投票制的相關研究

累積投票制能否對公司產生正向影響?Bhagat和Brickley(1984)首次運用事件研究法分析公司宣告實施累積投票制或取消累積投票制時會引起何種市場反應，結果表明，公司宣告實施累積投票制沒有帶來顯著的市場反應，但宣告取消累積投票制卻給市場帶來了顯著的負面反應。Sundaramurthy等(1997)也發現，取消累積投票制的市場反應是消極的，該研究結果反向論證了累積投票制的正面作用。La Porta等(1998)將累積投票制納入投資者保護得分的計算中，有累積投票制的國家要比沒有累積投票制的國家多加一分。這說明，其認為累積投票制與投資者保護的提升正相關。Gompers等(2003)也將累積投票制納入單個公司的治理指數(G－index)構造中，并指出對于采用累積投票制的公司，其中小股東權力被加強。他們的實證研究發現，買入投資者保護程度高的公司股票并賣出投資者保護程度低的公司股票可以獲得8.5%的顯著超額收益。Klapper和Love(2004)則在La Porta等(1998)研究國家層面投資者保護程度以及Gompers等(2003)研究公司層面投資者保護程度的基礎上，分析了新興國家這兩個層面的投資者保護程度之間的關系，在將累積投票制納入投資者保護程度的計算后，發現一個國家的投資者保護程度不強時，通過加強公司層面的投資者保護程度能提升公司績效。上述文獻大多是將累積投票制作為投資者保護制度中的某一部分來進行研究，鮮有通過實證的方法單獨考察累積投票制的作用。

自2002年中國發布《上市公司治理準則》后，越來越多的上市公司將累積投票制納入公司章程。相應地，近年來國內對累積投票制的研究也逐漸增多。吳磊磊等(2011)研究表明，設置累積投票制的公司比沒有設置累積投票制的公司更少出現內部人占用資金的情況。不過，該文研究對象并非《上市公司治理準則》中要求的強制采用累積投票制的公司，而是2003—2008年間控股股東持股比例低于30%的樣本，這些公司屬于自愿采用累積投票制。鄭志剛等(2011)采用2007年的橫截面數據進行實證分析，發現累積投票制的設立對投資者的保護作用有限。由以上回顧可知，對累積投票制能否保護投資者利益學界尚未形成一致的結論，而對累積投票制能否最終影響到公司績效也缺乏相應的研究。

2.侵占行為與公司績效的相關研究

與La Porta等(1998)發現投資者保護越好的國家股權集中度越低有所不同，Holderness(2009)指出，美國公司中多數也存在一個或多個大股東(blockholders)①Holderness(2009)將至少持股5%以上的股東稱為blockholder。的情況，他們的平均持股比例達到39%;標普500 指數中的公司89%都存在大股東。控股股東既有動機又有能力實施侵占行為(Shleifer and Vishny，1997)，這點在Atanasov等(2010)中也得到證實，其通過分析美國母公司對上市子公司的持股，發現母公司持有上市子公司的股份比例較少時，被母公司侵占的風險較高。

中國公司的股權結構與美國公司相比屬于高度集中。在這一背景之下，控股股東的侵占行為表現得更加突出。王鵬和周黎安(2006)分析了控股股東控制權的侵占效應和現金流權的激勵效應，發現資金占用與控制權正相關，與現金流權負相關。由此，其得出“資金占用是控股股東掏空上市公司、導致公司績效下降的重要渠道”。但是，這一結論是通過間接檢驗的方式獲取的，并沒有直接檢驗資金占用與績效之間的關系。Berkman等(2009)直接檢驗了侵占行為與公司績效的關系，通過研究中國對關聯方提供貸款擔保進行的侵占行為，發現提供關聯貸款擔保的公司ROA 比沒有提供關聯貸款擔保的公司要低。Jiang等(2010)以t+1 期的ROA作為因變量，以t 期的其他應收款占總資產的比重來衡量控股股東的侵占程度，回歸分析發現，侵占程度越高的公司，下一期的ROA 越低。

從已有文獻來看，累積投票制與公司績效存在一定的正向關聯，而控股股東的侵占行為與公司績效存在負向關聯。那么，累積投票制作為一種對抗控股股東權力、保護中小投資者利益的措施，是否會通過降低控股股東的侵占行為這一渠道而提升公司績效呢?

(二)研究假設的提出

La Porta等(1998)認為，有累積投票制的公司投資者保護比沒有累積投票制的公司要好，因此在計算投資者保護分數時會給有累積投票制的公司多加一分。La Porta等(2002)發現，在投資者保護分數較高的國家，上市公司的價值也較高。此外，Bhagat和Brickley(1984)、Sundaramurthy等(1997)都發現，取消累積投票制的市場反應是負的。本文認為，累積投票制給予了中小股東除“用腳投票”之外的參與公司治理的權力。在公司沒有設置累積投票制的情況下，中小股東對公司業績不滿時只能通過賣出股票的方式來表達;而當公司存在累積投票制時，中小股東可以利用“累積投票規則”投票選出代表自身利益的董事進入董事會，對控股股東控制的董事會起到監督作用。一旦控股股東的行為有損于公司利益，代表中小股東利益的董事就可以表達訴求。這一制度設計使得控股股東頭上懸了一把利劍，能有效遏制控股股東損害公司利益的行為，有助于改善公司治理，提高公司績效。因此，提出:

H1:公司將累積投票制寫入章程后的績效較高。

公司在將累積投票制納入章程之后，中小股東就有可能在董事和監事選舉的過程中，將可以代表中小股東利益的董事或監事選入董事會或監事會，這一方面降低了控股股東對上市公司的控制力，使其決策時必須考慮中小股東的利益;另一方面，也加強了對控股股東的監督，使其通過關聯交易或貸款擔保等方式侵占中小股東利益的行為有所收斂。吳磊磊等(2011)發現，控股股東持股比例低于30%的公司在自愿將累積投票制納入公司章程后能減少侵占行為。由此，提出:

H2:公司將累積投票制寫入章程后控股股東的侵占程度較低。

前述文獻回顧表明，控股股東的侵占行為與公司績效具有一定的負相關性(Berkman，et al，2009;Jiang，et al，2010)。如果侵占行為對公司績效有負面影響，那么累積投票制是否會通過抑制控股股東的侵占行為，從而提升公司績效呢?王鵬和周黎安(2006)也指出，資金占用是控股股東掏空上市公司，導致公司績效下降的重要渠道。基于此，提出:

H3:控股股東的侵占程度是累積投票制與公司績效之間的中介變量。

二、實證設計與數據來源

(一)實證設計

在本文，自變量是累積投票制，以CV 表示，如果第t年公司章程中有累積投票制，則取值為1，否則為0。因變量為公司績效，用ROA 衡量。中介變量是侵占程度，參考Jiang等(2010)，以其他應收款/總資產來計算，符號為Tun。

在控制變量的選取上:(1)李增泉等(2004)指出，控股股東的所有權比例較高一方面增強了控股股東獲取私有收益的能力，另一方面，足夠高的持股比例又削弱了其獲取私有收益的動機。陳小悅和徐曉東(2001)發現，非保護性行業控股股東持股比例與ROE、CROA(主營業務資產收益率)正相關。由于控股股東的持股比例對公司業績會產生影響，所以本文將控股股東持股比例(Block)加入回歸方程中作為控制變量。(2)徐曉東和陳小悅(2003)發現，第一大股東是非國家股股東公司的ROA和ROE 均顯著高于第一大股東是國家股股東的公司。由于國有和非國有公司的業績存在差異，本文設置虛擬變量SOE 來控制國有和非國有的差異。如果是國有控股上市公司，則SOE 取值為1，否則為0。(3)王克敏和陳井勇(2004)研究表明，公司規模與ROA 正相關。故本文選取Size作為規模控制變量，以總資產的對數衡量。(4)夏立軍和方軼強(2005)發現市場化指數高的地區公司價值較高。本文以Marketindex 代表上市公司所在地的市場化指數，用來控制市場化程度對公司績效的影響。(5)倪錚和魏山巍(2006)發現，債務融資能提升公司的ROE。因此，本文選取Lev 代表負債水平，用來控制債務融資對公司績效的影響。同時，Ind 為行業控制變量，Year是年份控制變量。

此外，由于自2005年起中國證券監督委員會針對控股股東的侵占行為進行了治理，先后發布《國務院批轉證監會關于提高上市公司質量意見的通知》(2005年10月19日)①《國務院批轉證監會關于提高上市公司質量意見的通知》提出:“規范上市公司控股股東或實際控制人的行為。有關方面要督促控股股東或實際控制人加快償還侵占上市公司的資金，國有控股股東限期內未償清或出現新增侵占上市公司資金問題的，對相關負責人和直接責任人要給予紀律處分，直至撤銷職務;非國有控股股東或實際控制人限期內未償清或出現新增侵占上市公司資金問題的，有關部門對其融資活動應依法進行必要的限制。要依法查處上市公司股東、實際控制人利用非公允的關聯交易侵占上市公司利益、掏空上市公司的行為。加大對侵犯上市公司利益的控股股東或實際控制人的責任追究力度，對構成犯罪的，依法追究刑事責任。”、《上市公司監督管理條例(征求意見稿)》(2007年9月7日)①《上市公司監督管理條例(征求意見稿)》第37 條明確規定:“上市公司控股股東、實際控制人及其控制的其他企業不得利用關聯交易、資產重組、墊付費用、對外投資和其他方式直接或者通過其所屬企業侵占上市公司資金、資產。”，使得2006年之后控股股東對上市公司的侵占程度下降。為了控制這些治理措施對侵占程度的影響，本文還設置了Reform 這一變量。如果樣本所在期間位于2006年(含)之前，Reform 取值為0，否則為1。

當自變量X 并不直接影響因變量Y，而是通過某個中介變量M 來影響因變量Y 時，就存在中介效應(王化成等，2008)。本文將借助如下三個方程來檢驗中介效應，其中，各變量的釋義如上文所述。

第一步，檢驗累積投票制對公司績效的影響，設置方程(1):

考慮到累積投票制的滯后影響，本文采用t +1 期的ROA作為因變量。如果β1顯著大于零，則表明累積投票制對于公司績效有正面影響。

第二步，檢驗累積投票制對控股股東侵占程度的影響，設置方程(2):

控股股東的侵占程度采用t+1 期的其他應收款/總資產來計算。如果γ1顯著小于零，表明累積投票制對于控股股東的侵占程度有抑制作用。

第三步，檢驗控股股東侵占程度的中介效應，設置方程(3):

如果方程(3)中CV的回歸系數δ1小于方程(1)中CV的回歸系數β1，則說明控股股東侵占程度可能是累積投票制影響公司績效的中介變量。為了從統計上檢驗中介效應是否顯著，可以采用sobel方法。檢驗公式為:

其中，γ1代表自變量對中介變量的回歸系數代表系數γ1的標準誤，δ2代表中介變量對因變量的回歸系數代表系數δ2的標準誤。如果Z 大于顯著性水平下的臨界值，則表明中介效應在統計上是顯著的。

為穩健起見，因變量還輔之以股權收益率(ROE)來驗證。由于中國資本市場從2006年起經歷了大起大落，以托賓q 來反映公司價值容易造成偏頗，所以本文未采用這一指標。

(二)數據來源

2002年公布的《上市公司治理準則》規定，控股股東持股比例超過30%的上市公司應當使用累積投票制。為對比累積投票制實施前后的影響，本文選取2001年(含)前上市的公司，剔除金融行業和退市的公司后共獲得1076個樣本。通過巨潮資訊網和上海證券交易所網站查閱這些公司的歷年章程，形成關于公司是否采用累積投票制的數據庫。利用1073家公司的樣本構造出2002—2010年的面板數據。上市公司的財務數據來自CSMAR 數據庫，控股股東持股比例和實際控制人性質來自CCER 數據庫。市場化指數來自樊綱等(2010)撰寫的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2009年報告》，數據截止年限為2009年。

三、實證分析與假設驗證

(一)描述性統計

為避免極端值的影響，本文對變量ROA、Tun、Lev 兩端的極值進行了Winsorize 處理(1%)。從表1的描述性統計結果可以看出，ROA的均值為2.06%，中位數為2.65%，說明樣本總體的資產收益率不高。CV的均值為0.650，說明從年度數據來看，有累積投票制的公司年度數據比沒有累積投票制的公司年度數據略多。Tun的均值為6.02%，接近于Jiang等(2010)研究樣本2004年掏空變量的均值5.7%。Block的均值為38.21，表明樣本公司中控股股東持股比例大部分超過了30%。《上市公司治理準則》中強制要求，控股股東持股比例超過30%的上市公司采用累積投票制，這意味著大部分的樣本屬于強制采用累積投票制的情形。SOE的均值為0.691，超過了0.5，表明樣本中大部分公司是國有控股上市公司。Size的均值為21.39，與Jiang等(2010)研究樣本的均值20.96 接近。Marketindex的均值為7.796，比2009年所有地區的市場化均值7.335 要高，表明樣本上市公司大多位于市場化程度較高的地區。Lev的均值為0.569，表明樣本中的上市公司負債率較高。

表1 變量描述性統計

從表2 變量的相關性檢驗結果來看，ROA與CV顯著正相關，而與Tun顯著負相關，表明公司的累積投票制對資產收益率有正面影響，而控股股東的侵占程度對資產收益率有負面影響。從表2的第4列來看，Tun與Block、SOE、Size、Marketindex 都顯著負相關，說明控股股東持股比例較低、非國有控股、規模較小、所在地區市場化程度較低的公司侵占程度較高。這與Jiang等(2010)的結論一致。

表2 變量相關系數

表3是以上市公司將累積投票制寫入公司章程的當年為第0 期，統計前后三年ROA和ROE 變化情況的結果。從中可以發現，采用累積投票制的公司，無論從ROA還是從ROE 來看，其公司績效在采用累積投票制后都呈現明顯上升趨勢。這在圖1中體現得更為明顯。ROA 從0.015 上升到0.0240，ROE 從0.0262 上升至0.0488。

表3 采用累積投票制前后三年ROA和ROE的描述性統計

(二)回歸分析

圖1 采用累積投票制前后三年的ROA與ROE 變化趨勢

本文根據以下步驟檢驗混合回歸、固定效應、隨機效應、GLS模型中哪個更適合進行分析:第一步，運用面板數據進行固定效應回歸后，得到F 值為31.26，說明固定效應模型優于混合回歸模型。第二步，運用Hausman檢驗，發現chi2(24)值為849.54，表明固定效應模型優于隨機效應模型。第三步，檢驗時間效應是否顯著。檢驗值LR chi2(7)為267.10，拒絕不存在時間效應的原假設，說明時間效應顯著。第四步，檢驗是否存在異方差。檢驗值chi2(1066)為3.2E +06，表明存在異方差問題。第五步，檢驗是否存在序列相關。檢驗值F(1，1064)為60.677，表明存在序列相關。基于上述檢驗，本文最終選用廣義線性模型GLS 來修正異方差和序列相關問題。GLS回歸的結果見表4。

表4 累積投票制與公司績效的GLS回歸結果

表4第(1)欄報告的是ROA作為因變量的回歸結果。結果顯示，CV的回歸系數為0.0018，在10%的水平上顯著為正，表明上市公司將累積投票制寫入公司章程后，這一制度對提升上市公司的資產收益率具有顯著作用，提升幅度約為0.18%。Block的回歸系數為0.0002，在1%的水平上顯著為正，表明控股股東的持股比例越高，公司的資產收益率越高。控股股東持股比例每提高1%，資產收益率可提升0.02%。這一結果與陳小悅和徐曉東(2001)的一致。SOE的回歸系數為－0.0027，在5%的水平上顯著，這表明國有控股上市公司的資產收益率比非國有控股上市公司的資產收益率要低約0.27%，這也與徐曉東和陳小悅(2003)的結果一致。Size的回歸系數為0.0044，在1%的水平上顯著，這表明規模大的公司資產收益率較高，與王克敏和陳井勇(2004)的回歸結果一致。Marketindex的回歸系數為0.0017，在1%的水平上顯著，這表明市場化程度高的地區上市公司的資產收益率較高，與夏立軍和方軼強(2005)的結果一致。Lev的回歸系數為－0.0119，在1%的水平上顯著，表明負債率高的上市公司資產收益率較低，與杜瑩和劉立國(2002)、于東智(2003)的結果一致。

表4的第(2)欄是ROE作為因變量的回歸結果。從中可見，CV的回歸系數為0.0050，在5%的水平上顯著，表明累積投票制對提升上市公司的股權收益率具有正面作用。在公司章程中寫入累積投票制后，公司的ROE 提升了0.50%。Block、SOE、Size、Marketindex 這四個變量回歸系數的符號與第(1)欄完全相同，但Lev 回歸系數的符號與第(1)欄的相反。Lev的回歸系數為0.0585，在1%的水平上顯著，表明負債率越高的公司股權收益率越高，這與倪錚和魏山巍(2006)的結果一致。由于通過負債融資購買資產會使企業的總資產增加，但股東權益不會增加，加上負債能帶來稅盾效應，所以債務水平對ROA 有降低作用，而對ROE 有提升作用。

考慮到上市公司的非經常性損益會影響到公司的ROA①感謝匿名審稿人提出的這一建議。，為了控制這一因素，本文將非經常性損益(EI)這一變量放入回歸方程得到表4的第(3)和第(4)欄。此外，本文還用扣除非經常性損益的權益報酬率(ROE adj)這一指標替代因變量ROE 進行回歸，結果列入第(5)欄。從CV的回歸系數來看，結果是穩健的。

表5列出了控股股東侵占程度與累積投票制的GLS回歸結果。第(1)欄是將CV作為自變量，以Jiang等(2010)為基礎，納入Block、SOE、Size、Marketindex作為控制變量的回歸結果。第(2)欄是加入Reform作為控制變量的回歸結果。結果表明，不論是否納入Reform，其他變量的回歸系數都沒有發生顯著變化。CV的回歸系數為－0.0020，在10%的水平上顯著，這表明上市公司將累積投票制寫入公司章程后，控股股東的侵占程度降低了0.20%。H2 得到驗證。Block的回歸系數為－0.0003，在1%的水平上顯著，這表明上市公司的控股股東持股比例越高，侵占程度越低。SOE的回歸系數為－0.0034，在5%的水平上顯著，表明國有上市公司比非國有上市公司的侵占程度要低0.34%。Size的回歸系數為－0.0033，在1%的水平上顯著，表明規模越大的上市公司侵占程度越低。Marketindex的回歸系數為－0.0010，在1%的水平上顯著，表明上市公司所在地的市場化程度每提高1分，控股股東的侵占程度下降0.10%。Block、SOE、Size、Marketindex的回歸系數符號和顯著程度與Jiang等(2010)的結果一致。第(2)欄中變量Reform的回歸系數為－0.02，在1%的水平上顯著，表明證監會出臺一系列的治理措施后，控股股東的侵占程度下降了2%。從CV和Reform的回歸系數比較來看，證監會所采取的一系列直接針對控股股東的侵占行為的治理措施比累積投票制的效果要強。第(3)和(4)欄分別加入了非經常性損益這一變量，但其與掏空并無顯著關系。

表5 控股股東侵占程度與累積投票制的GLS回歸結果

表6列示了公司績效、侵占程度與累積投票制的回歸結果。從中可見，第(1)欄CV的回歸系數為0.0011，小于表4中第(1)欄CV的系數0.0018。同樣，表6第(2)欄CV的回歸系數為0.0038，也小于表4中第(2)欄CV的系數0.0050。進一步，采用Sobel方法檢驗兩個方程系數的差異是否顯著。在累積投票制影響ROA的回歸中，對中介變量Tun 進行Sobel檢驗，z 值為1.99，在5%的水平顯著。在累積投票制影響ROE的回歸中，對中介變量Tun 進行Sobel檢驗，z 值也為1.99，并在5%的水平顯著。Sobel統計檢驗結果表明，侵占程度的確是累積投票制影響公司績效的中介變量。H3 得到驗證。

表6 公司績效、侵占程度與累積投票制的GLS回歸結果

四、結論與啟示

本文選取2001年前(含)上市的公司為樣本，搜集其在2003—2010年是否在公司章程中寫入累積投票制的信息，并基于這些信息和財務數據采用中介效應模型分析累積投票制、控股股東的侵占程度與公司績效之間的關系。結果表明，上市公司將累積投票制寫入公司章程之后，績效得到顯著提升，控股股東的侵占程度顯著下降。進一步，本文證實控股股東的侵占程度是累積投票制影響公司績效的中介變量，即上市公司將累積投票制寫入公司章程后，有利于抑制控股股東的侵占程度，而這一治理效應提升了公司績效。

本研究的啟示有:中小投資者在選擇上市公司進行投資時，可查閱公司章程是否有寫入累積投票制。對于寫入累積投票制的公司，中小投資者將更有機會維護自己的利益。中小投資者在發現控股股東有侵占行為時，可聯合起來通過累積投票制推選出能代表中小投資者利益的董事進入董事會，從而對控股股東形成一定的制約。對于控股股東侵占行為導致的公司績效降低，中小投資者如果能善用累積投票制，就可以降低控股股東的侵占行為，從而改善公司績效，獲得更好的投資收益。

從監管機構的角度來看，雖然累積投票制的實施確實提升了公司治理水平，改善了部分上市公司的績效。但是本研究也發現，這一制度的效果比直接采用治理侵占行為的改革措施要低。2002—2012年也僅有格力電器這一成功運用累積投票制的案例。這說明累積投票制在實踐操作中還存在效力受到制約的問題。在公司的實際運作中，部分措施(比如控股股東持股比例過大、董事會規模過大、分期董事會等)可能會抵消累積投票制發揮治理作用。如何推動這一制度發揮更加積極的治理作用是未來需要深入研究的問題。

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