媒體關注與利益侵占行為的衡量標準值和約束有效性驗證

屈 晶

（黃淮學院 經濟管理學院，河南 駐馬店 463000）

0 引言

上市公司作為證券市場的基石，大股東的利益侵占行為嚴重阻礙了公司的長遠發展，也不利于證券市場的誠信建設和健康發展。盡管證監會己經先后在公司內部治理機制和外部治理機制上有所完善，但是，隨著證劵監管部門的查出力度加大，大股東利益侵占方式也會不斷創新。因此，僅僅依靠證監會的力量很難有效抑制大股東的掏空行為。而對于公司雙層委托代理問題治理機制的研究，目前國內外學者主要集中在內部制衡因素和外部制衡因素這兩個方面。內部制衡因素主要強調獨立董事制度、監事會、公司章程等因素；而外部制衡因素主要強調法律制度、政府管制等因素所發揮的作用。但是，從現有的研究來看，無論是外部制衡因素還是內部制衡因素，目前國內外學者主要還是側重于法律制度在公司治理方面的作用，而對于媒體關注這種法律外制度因素對大股東利益侵占行為的制衡作用的研究較少涉及。因此，本文對完善證券市場制度、保護中小投資者的權益、促進證券市場的發展具有重要的意義。

1 衡量標準值

1.1 媒體關注度的衡量標準值

目前國內外學者主要采用兩種方法來衡量媒體關注度：一種是采用權威媒體對控股股東或上市公司年度影響力排名；另一種是采用控股股東或上市公司姓名的媒體曝光次數[4]。由于前者可能因為媒體的公信力和影響力不足或者評選范圍的限制，在衡量媒體關注度時存在一定的偏差。因此，本文采取控股股東的姓名曝光度來衡量媒體關注程度。考慮到媒體關注高的上市公司和控股股東都能引起公眾和監管部門的廣泛關注，控股股東此時為了避免自己形象和上市公司的聲譽受損，進而導致二級市場上股價的暴跌，他們會自動減少損害中小投資者利益的行為。因此，本文將媒體關注度分為公司媒體關注度和控股股東媒體關注度兩個方面。借鑒吳笛（2009）[2]、劉紅霞和李辰穎（2011）[3]的做法，本文利用百度新聞檢索次數來度量公司媒體關注度和控股股東媒體關注度的代理變量。出于正態分布的考慮，本文借鑒徐麗萍和辛宇（2011）[4]的做法，以“1+上市公司姓名百度新聞檢索次數”的自然對數和“1+控股股東姓名百度新聞檢索次數”的自然對數來分別衡量公司媒體關注度和控股股東媒體關注程度。

但在大數據背景下，面對雜亂的原始數據，直接求解上述媒體關注度的衡量標準值存在較大困難，這就需要對數據做一些變換。實質上是進行數據間的計算，但簡單的運算不能滿足這些數據間的計算，所以就用到自然對數來進行正實數和實數之間的自由轉換。所以本文推導出了正實數的自然對數的求值過程。

已知如下公式：

在式（1）中，用-x替換x，得：

兩式相減得：

1.2 利益侵占行為的衡量標準值

為了逃避監管部門的處罰，控股股東進行利益侵占時往往采取的方式比較隱蔽，很難用直接測量方法來進行準確衡量，因此大部分研究多使用代理變量來間接測量衡量控股股東利益侵占的程度[5]。假設Α為某上市公司Β的控股股東，Α擁有Β公司的所有權為α，控股股東Α通過股東大會來控制董事會，進而影響上市公司Β的經營決策。現在控股股東Α面臨一個投資決策：如何對兩種資產Χ和Y進行收購。其中，Χ資產的總價值包括WΧ由兩部分組成：共享收益SΧ和私人收益ΒΧ。則資產Χ中控股股東Α的個人總收益RΧ為：

同樣地，Y資產的總價值WY也包括兩部分：共享收益SY和私人收益ΒY。則資產Y中控股股東Α的個人總收益RY為：

假設Y資產的總價值WY大于Χ資產的總價值WΧ，但是控股股東Α從資產Χ中獲得的私人收益ΒΧ大于從資產Y中獲得的私人收益ΒY，也即：

顯而易見：Sx＜Sy。

對于控股股東Α，如果在Χ資產中獲得的個人總收益RΧ大于在Y資產中獲得的個人總受益RY時，就會選擇Χ資產，即如果：

由上式知，在保持其他變量不變的條件下，隨著α的減少不等式右邊的在增加。也即是隨著在上市公司Β中的控股股東Α的所有權α的減少，上式成立的可能性越大，即越有可能選擇資產總價值較低的Χ資產，這種非效率資產投資造成的損失也越大，從而侵占其他中小股東利益的程度也越高。

2 假設設定

由前文可知，媒體關注能夠通過聲譽機制和引導行政治理來約束上市公司的違規行為。媒體監督能夠減少上市公司控股股東獲取的控制權私人收益[6]。媒體的負面報道能夠降低上市公司財務重述行為的發生概率[7]。因此，本文提出假設H1。

假設H1：大股東的資金占用行為與媒體關注度負相關，即媒體關注能夠有效約束大股東的資金占用行為。

當媒體發現國有企業存在違規行為時，就會對其報道行為所獲得的收益和機會成本進行適當權衡。報道國有企業的違規行為后很可能提高媒體的社會公信力和知名度，進而吸引能更多的讀者和廣告商。但是，在風波之后，媒體很可能遭受到國有企業的報復，由此造成一定程度的損失。因此，媒體關注可能對非國有上市公司的控股股東更具約束力。當然，也存在這樣一種情況，由于國有企業的高管一般都是由政府直接進行任命的，當國有企業的控股股東的違規行為在各大新聞媒體網站引起廣泛討論時，政府官員為了給社會公眾營造一種執法必嚴、違法必究的良好形象，他們會對違規的控股股東進行嚴厲處罰，這很可能導致控股股東政治前途的結束。而民營企業不用擔心這一點，他們最多會受到證監會的處罰。因此，媒體關注可能對國有上市公司的控股股東更具約束力。基于上述分析，本文提出假設H2a和H2b。

假設H2a：媒體關注對非國有企業控股股東的資金占用行為更具有約束力。

假設H2b：媒體關注對國有企業控股股東的資金占用行為更具有約束力。

在商業利益的驅動下，媒體會有意識地去迎合讀者的需求，進而提高自身的品牌。而上市公司一旦被證監會給予特別處理（ST）后，各大媒體為了迎合廣大投資者的需求會對違規的上市公司進行前期深度挖掘報道和后期的跟蹤報道。因此，媒體關注所發揮的公司治理作用效力的大小很可能受到上市公司是否會被特別處理（ST）的影響。一般來說，被特別處理（ST）的上市公司控股股東會明顯約束自己的資金占用行為。因此，基于以上分析，提出假設H3。

假設H3：媒體關注對被特別處理（ST）的上市公司控股股東的資金占用行為有更好的約束作用。

3 樣本選取、變量說明和模型設定

3.1 樣本選取

本文選取深市A股市場2010—2016年的上市公司作為研究樣本，剔除數據缺失的公司、剔除未完成股改的公司、剔除金融類公司，總共得到12820個樣本。為消除極端值對研究的影響，本文對所使用到的連續變量在1%和99%分位均進行Winsorize處理。數據主要來源于國泰安CSMAR數據庫，公司媒體關注度和控股股東媒體關注度的數據是通過百度新聞搜索引擎手工搜索整理得到。本文數據處理和分析軟件主要運用EXCEL 2010和Stata 13。

3.2 變量選取及說明

（1）被解釋變量

本文在借鑒任啟哲等（2008）和胡國柳等（2011）[8]方法的基礎之上構造ExDiv來衡量超額派現的程度。其具體定義如下：

ExDiv=CDPS-CFPS

其中，CDPS表示當年公司派發的稅前每股現金股利，CFPS表示當年公司每股現金凈流量。

基于前面構造的ExDiv這個超額派現指標，本文定義控股股東利益侵占程度指標為Tunelat，其具體定義如下：

當ExDiv=(CDPS-CFPS)＞0時，表示上市公司控股股東存在利益侵占行為，Tunelat取值為1，否則取值為0。

（2）解釋變量

媒體關注度（Media）。本文將媒體關注度分為公司媒體關注度和控股股東媒體關注度兩個方面。以“1+上市公司姓名百度新聞檢索次數“的自然對數和“1+控股股東姓名百度新聞檢索次數”的自然對數來分別衡量公司媒體關注度（FM）和控股股東媒體關注程度（CM）。

控股股東性質（Nat）。該變量為虛擬變量，當企業為國有企業時取值為1，否則為0。

（3）控制變量

股權制衡（Z），我國上市公司股權相對集中，因此選用第一大股東持股比例除第二至第五大股東持股比例的比值作為衡量股權制衡度的指標，用來衡量其他股東對于大股東的制衡能力。獨立董事比例（PID），用獨立董事人數與董事會總人數的比值來衡量[9]。公司規模（Asset，取公司年末總資產的對數。資產負債率（Debt），公司年末的負債總額與資產總額的比值。總資產凈利潤率（ROA），用主營業務利潤率來衡量。是否被特別處理（ST），為虛擬變量，若公司股票被特別處理則為1，否則為0。行業啞變量（Indu），當企業屬于某一行業時，Indu為1，否則，Indu為0。年度虛擬變量（Year），若公司的數據屬于j年，則j=l,否則j=0。

變量的主要說明見表1。

表1 主要變量定義

3.3 模型設定

為了驗證假設H1，媒體關注能夠有效約束大股東的資金占用行為。本文構建多元回歸模型（4）：

為了驗證假設H2a和H2b，媒體關注對非國有企業還是國有企業控股股東的資金占用行為更具有約束力。本文構建多元回歸模型（5）：

為了驗證假設H3，媒體關注對被特別處理（ST）的上市公司控股股東的資金占用行為是否更具有約束作用。本文構建多元回歸模型（6）：

4 驗證結果分析

4.1 假設H1的驗證結果

為驗證假設H1，本文分別建立多元回歸模型，由于公司媒體關注度（FM）和控股股東媒體關注度（CM）可能高度相關，為了避免多重共線性的影響，本文采取對公司媒體關注度（FM）和控股股東媒體關注度（CM）分別建立回歸模型，其具體結果如2所示。

由表2可知，模型1和模型2中，公司媒體關注度（FM）和控股股東媒體關注度（CM）的系數分別為-0.0016和-0.002，符號為負，并且兩者在1%的顯著性水平下顯著。這說明無論是公司媒體關注度（FM）還是控股股東媒體關注度（CM）作為法律外制度都能夠有效的約束大股東的資金占用行為。這與前文媒體關注的治理機制分析的結論相符，即媒體關注能夠有效約束大股東的資金占用行為。而股權制衡因素（Z）在模型1和模型2中，分別為0.00243和0.00112，雖然在統計上都不顯著，但是其符號卻為正，這說明第2至5大股東很可能選擇和大股東合謀一塊掏空上市公司。這主要是由于其他股東持股比例過低，無法對第一大股東產生有效的權利制衡，因此，其他股東處于自身利益的考慮而選擇了與控股股東合謀。為了驗證公司媒體關注程度（FM）和控股股東媒體關注度（CM）能否通過與股權制衡因素交互影響來約束大股東的資金占用行為，本文分別構造公司媒體關注度與股權制衡的交互項（FM×Z）和控股股東與股權制衡的交互項（CM×Z）來進行回歸分析。由模型3和模型4的回歸結果不難看出，公司媒體關注度與股權制衡交互項（FM×Z）的系數為0.00162，即使在10%的顯著性水平下也不顯著，而控股股東媒體關注度與股權制衡交互項（CM×Z）的系數為-0.0017，股權制衡的系數為-0.0091，在5%的顯著性水平下都顯著。這說明控股股東媒體關注度能夠通過與股權制衡的交互影響來進一步約束控股股東的資金占用行為，而公司媒體關注度則沒有這一效果，但是，在模型3中，股權制衡的系數為-0.00981，這說明公司的媒體關注度能夠引導股權制衡因素發揮權利制衡作用。

表2 媒體關注度與大股東的資金占用的回歸結果

表3 媒體關注度、控股股東的性質與大股東資金占用的回歸結果

4.2 假設H2a和假設H2b的驗證結果

為驗證假設H2a和假設H2b，本文設定虛擬變量控股股東的性質（Nat）、與公司媒體關注度的交互項（FM×Nat）和控股股東媒體關注度的交互項（CM×Nat），并分別建立多元回歸模型，其實證結果如表3所示。

由表3可知，在模型1中，控股股東的性質（Nat）的系數為-0.00990，公司媒體關注度的交互項（FM×Nat）的系數為-0.000102；在模型2中，控股股東的性質（Nat）的系數為-0.000411，控股股東媒體關注度的交互項（CM×Nat）的系數為-0.000927。雖然在模型1和模型2中控股股東的性質（Nat）、公司媒體關注度的交互項（FM×Nat）和控股股東媒體關注度的交互項（CM×Nat）在10%的顯著性水平下都不顯著，但是其符號都為負號，這說明控股股東的性質取值越小，上市公司大股東資金占用程度越嚴重，也就是說與非國有企業相比，媒體關注在國有企業中更能約束大股東的資金占用行為。即假設H2b得到證實。這很可能由于國有企業的高管一般都是由政府直接進行任命的，如果上市公司的違規行為被各大新聞媒體網站引起廣泛討論，政府官員為了給社會公眾營造一種執法必嚴、違法必究的良好形象，就會對違規的控股股東進行嚴厲處罰，這很可能導致控股股東政治前途的結束。因此，國有企業的高管為了自己的政治前途考慮往往會選擇對抗控股股東的資金占用行為。為了驗證控股股東的性質（Nat）是否能夠通過股權制衡（Z）的交互作用，進而來影響公司媒體關注（FM）和控股股東媒體關注（CM）約束大股東的資金占用行為，本文分別構建交互項FM×Nat×Z和CM×Nat×Z，由模型3和模型4的回歸結果不難看出，交互項FM×Nat×Z的系數為-0.000242，交互項CM×Nat×Z的系數為-0.000245。雖然兩者在10%的顯著性水平下都不顯著，但是其符號都為負，這進一步說明控股股東的性質也可以通過與股權制衡因素的交互作用來影響媒體關注發揮作用。另外，在模型1、模型3和模型4中，公司媒體關注度（FM）和控股股東媒體關注度（CM）都為負，并且都在5%的顯著性水平下顯著。

4.3 假設H3的驗證結果

為驗證假設H3，本文設定虛擬變量被特別處理（ST）、與公司媒體關注度的交互項（FM×ST）和控股股東媒體關注度的交互項（CM×ST），并分別建立多元回歸模型，其實證結果如表4所示。

表4 媒體關注度、被特別處理（ST）與大股東資金占用行為的回歸結果

由表4可知，在模型1中，被特別處理（ST）的系數為-0.0121，其與公司媒體關注度的交互項（FM×ST）的系數為-0.00542，雖然在被特別處理（ST）的系數在10%的顯著性水平下并不顯著，但是其與公司媒體關注度的交互項（FM×ST）的系數在1%的顯著性水平下顯著。這說明媒體關注對被特別處理（ST）的上市公司在一定程度上能夠通過公司媒體關注度來約束大股東的資金占用行為。而在模型2中，被特別處理（ST）的系數為-0.0401，其與控股股東媒體關注度的交互項（CM×ST）的系數為-0.00123，被特別處理（ST）的系數在1%的顯著性水平下顯著，而其與控股股東媒體關注度交互項的系數在10%的顯著性水平下并不顯著，但是其符號卻為負。這說明媒體關注對被特別處理（ST）的上市公司在一定程度上也能通過控股股東媒體關注度來約束大股東的資金占用行為。因此，不難發現，媒體關注對大股東資金占用行為的約束作用與上市公司是否被特別處理（ST）密切相關，媒體關注對被特別處理（ST）的上市公司控股股東的資金占用行為有更好的約束作用，即假設H3得到證實。

5 結論

（1）媒體關注度與大股東資金占用。通過對媒體關注度能否抑制大股東的資金占用行為進行實證分析發現，無論是公司媒體關注度（FM）還是控股股東媒體關注度（CM）作為法律外制度都能夠有效的約束大股東資金占用行為。這說明媒體關注能夠有效約束大股東的資金占用行為。控股股東媒體關注度能夠通過與股權制衡的交互影響來進一步約束控股股東的資金占用行為，而公司媒體關注度則沒有這一效果。

（2）媒體關注度、控股股東的性質與大股東資金占用。通過對媒體關注度、控股股東的性質與大股東資金占用行為之間的關系進行研究發現，媒體關注的治理作用受到控股股東性質的影響，從分組樣本研究結果可知，媒體關注在國有企業中更能約束大股東的資金占用行為。并且控股股東的性質也可以通過與股權制衡因素的交互作用來影響媒體關注發揮作用。

（3）媒體關注度、被特別處理（ST）與大股東資金占用。通過對媒體關注度、被特別處理（ST）與大股東資金占用行為之間的關系進行研究發現，媒體關注對大股東資金占用行為的約束作用與上市公司是否被特別處理（ST）密切相關，媒體關注對被特別處理（ST）的上市公司控股股東的資金占用行為有更好的約束作用。