大股東買賣非自家公司股票的行為研究

侯昱霞，韓林靜

(中國礦業大學(北京)，北京 100080)

1 引言

2010年3月31日，中國證券監督委員會在上海和深圳證券交易所同時啟動了融資融券業務。截至2021年4月25日，融資融券標的股票已經過了六次擴容，數量從最初的90只擴容到1600只，融資融券市值占A股總市值比例提升至87.09%，融資融券余額亦達萬億規模。

有鑒于此，本文基于我國融資融券業務實行以來形成的自然實驗，以我國上市公司2010—2021年發布的大股東參與或解除融資融券業務的公告為研究對象，采用回歸分析的方法，研究大股東買賣非自家股票融資的動機。其中，主要研究公司第一類代理問題的嚴重程度對大股東參與融資融券的影響。

2 文獻綜述

2010年3月31日，中國證券監督委員會在上海和深圳證券交易所同時啟動了融資融券業務。該業務啟動受到各界人士的廣泛關注，我國學者對融資融券業務開展了一系列研究。

2.1 融資融券的影響及動機研究

2.1.1 融資融券對市場產生的影響

李峰森(2017)發現我國融資融券對股市周期性波動的影響是中性的[1]。而陳海強、范云菲和任玨佳(2019)發現融資交易可以降低市場波動率，而融券交易會提高市場波動率[2]。

資產定價效率也是反映證券市場和質量的關鍵指標。許紅偉和陳欣(2012)研究認為，該交易由于存在諸多交易限制，改善定價效率的效果較弱[3]。

2.1.2 融資融券對公司創新的影響

權小鋒和尹洪英(2017)表明融資融券制度具有顯著的創新激勵效應和價值提升效應[4]。但是，郝項超(2018)等發現在融資交易為主的情況下，融資融券交易總體上不利于企業創新[5]。

2.1.3 融資融券對企業治理的影響

馬惠嫻和佟愛琴(2019)研究發現，賣空機制能顯著提高高管薪酬業績敏感性[6]。此外，其他文獻從企業研發投資(劉飛等，2020)、上市公司違規(孟慶斌等，2019)、企業社會責任承擔(朱焱和王玉丹，2019)等方面證明了融資融券的外部治理作用。

2.1.4 融資融券的行為動機研究

俞紅海(2017)等研究發現，盈余公告前的融資與融券交易分別屬于投機性交易和知情交易，同時他們還研究了兩融交易的動機差異[7]。

2.2 文獻評述

大多數既有文獻都是基于我國融資融券業務實行形成的自然實驗，圍繞融資融券制度的變遷及其對資本市場和公司治理的影響開展研究，鮮少有學者關注到上市公司大股東開展融資融券業務的動機。而且我國融資融券業務自2010年才正式開展，經過十余年的變遷，一些研究結論并不適應當下市場環境。

因此，本文將豐富關于融資融券交易行為動機的研究，為融資融券交易的研究領域提供新的實證支持。同時，本研究對于融資融券政策制定者也有一定的參考價值，促進深化金融創新，并設法使中小投資者的利益得到合理保護。而且，文章的結論給投資者對于這類行為所傳遞的公司治理方面的信息分析提供了新思路，投資者在決策時可以作為參考因素。

3 理論分析與研究假設

根據代理理論，股東追求的是實現股東財富最大化，而企業管理層人員追求的是自身利益最大化。在自身利益受到較大侵害時，大股東對于自己公司可以采取的措施的種類和效果是有限的。因為在股價下跌時選擇“用腳投票”會使股東自己的利益受到損失，而加強對管理層的監督和干預又需要付出額外的精力和資源。所以大股東的明智選擇是不監督管理層的搭便車行為，以在這場博弈中達到納什均衡。

然而，大股東作為追求利益最大化的逐利個體，可以通過買賣別家公司的股票進行融資融券業務，利用融資融券的杠桿交易特點獲得較大的利潤，以彌補自己的收益受到自家公司經營不利的影響。

基于以上分析，本文提出如下假設：

假設H1a：大股東利益受到較大侵害時，大股東更傾向于進行融資融券。

吳世飛(2016)根據業績反饋理論和企業行為理論，認為在企業經營的實際績效高于期望績效時，外部監督力量弱，大股東能夠創造更多的控制權私有收益[8]可以推知，在大股東利益得到較好保護時，大股東將更有可能實施掏空行為。

類似的，大股東作為具有機會主義行為傾向的理性經濟人，當企業管理層經營良好時，他們有更多的精力去關注市場動態，有更多的操作空間謀取自身利益最大化，通過買賣別家更有獲利機會的公司的股票參與融資融券也是他們的手段之一。

同時，大股東可能會出于緩解企業融資約束水平的目的和自身的道德約束，傾向于選擇參與融資融券業務以實現自身利益最大化。

基于以上分析，本文提出如下假設：

假設H1b：大股東利益得到較好保護時，大股東更傾向于進行融資融券。

4 實證分析

4.1 變量定義

因變量：大股東融資融券。證監會將持股5%以上的股東定義為大股東，同時，證監會要求大股東從事融資融券業務時，應當對外發布公告。就我國A股上市公司的實際情況而言，大股東的融資融券業務主要包括通過質押自身持有的股票獲得融資，進而買賣其他上市公司的股票，也即融資業務。因此本文融資融券的研究對象主要是指大股東的融資業務。本文主要設置了三個因變量(BSSR1、BSSR2及BSSR3)，從不同角度衡量大股東融資融券的程度，以及是否進行融資融券業務。

自變量：第一類代理問題。本文主要探討大股東利益得到較好保護抑或受到侵害時，更傾向于進行融資融券。借鑒已有研究，衡量大股東利益保護的指標主要是第一類代理問題。當第一類代理問題較輕時，經理人較好地履行了受托責任，大股東利益得到較好保護；相反，大股東利益受到較大侵害。第一類代理問題主要通過管理費用率(AER)來衡量。

最后，根據現有文獻，本文在代理問題對大股東融資融券的影響時，還控制了企業規模(Size)、資產負債率(Lever)、資產收益率(ROA)、現金凈流量(CFO)、增長率(Growth)、固定資產支出率(Expend)以及實際控制人產權性質(SOE)等變量的影響。

4.2 模型構建

針對本文的假設H1a和假設H1b，本文構建了模型(1)檢驗代理問題是否對大股東融資融券產生了顯著影響。

BSSRi,t=α0+α1AERi,t+α2Sizei,t+α3Leveri,t+α4ROAi,t+α5CFOi,t+α6Growthi,t+α7Expendi,t+α8SOEi,t+εi,t

(1)

模型(1)中，因變量為大股東融資融券(BSSR)，采用大股東融資融券占自身持股比例(BSSR1)、大股東融資融券占總股本比例(BSSR2)以及大股東是否進行融資融券(BSSR3)三個指標進行衡量。自變量為衡量第一代理問題的管理費用率(AER)。如果假設H1b成立，模型(1)中AER的系數應顯著為負；而如果假設H1a成立，模型(1)中AER的系數應顯著為正。模型(1)采用面板數據回歸模型。模型(1)中的控制變量則主要包括企業規模(Size)、資產負債率(Lever)等。變量的含義與前文相同。

4.3 樣本選擇與數據來源

大股東融資融券的第一例出現自2012年。為了提高結論的時效性與可靠性，本文選取2012年至2020年為研究期間，將剔除金融業后的所有上市公司作為研究樣本。進一步地，本文還剔除了模型所涉及變量數據缺失或無效的樣本。由于大股東進行融資融券的樣本共有233個，本文采用1∶5有放回的PSM配對后，為大股東融資融券的樣本匹配到1118個對照組樣本，最終共得到1351個樣本。

大股東融資融券的數據通過逐個查閱上市公司公告手工收集得到。其他數據均來自CSMAR數據庫。此外，為了控制極端值的干擾，提高結論的可靠性，還對所有連續變量1%分位數和99%分位數以外的極端值進行了縮尾處理。

5 實證結果與分析

5.1 描述性統計

大股東融資融券占自身持股比例(BSSR1)的最大值為1.000，即該樣本大股東質押了自身持有的全部股份。大股東融資融券占總股數比例(BSSR2)的最大值為0.340，即該樣本大股東質押股數占公司總股本的34%。BSSR3的統計結果則意味著，大股東融資融券的樣本有233個。最后，企業規模(Size)、資產負債率(Lever)及現金凈流量(CFO)等控制變量的統計結果與已有文獻一致，說明本文所選取的研究樣本具有較好的可靠性。

5.2 代理問題與大股東融券融券

本文假設H1a和假設H1b的回歸分析結果如表1所示。其中，表1第二列的回歸結果中，大股東融資融券比例(BSSR1)做因變量時，管理費用率(AER)的系數為負，且在5%的水平上顯著，即第一類代理問題越輕時，大股東利益得到的保護越好，進行融資融券的股數占自身持股的比例顯著越高，支持了假設H1b。

表1 代理問題與大股東融資融券(BSSR1)

在表1第三列的回歸結果中，大股東融資融券比例(BSSR2)做因變量時，管理費用率(AER)的系數為負，且在1%的水平上顯著，即第一類代理問題越輕時，大股東利益得到的保護越好，進行融資融券的股數占企業總股本的比例顯著越高，支持了假設H1b。

表1第四列的回歸結果中，大股東是否進行融資融券(BSSR3)做因變量時，管理費用率(AER)的系數為負，且在1%的水平上顯著，即第一類代理問題越輕時，大股東利益得到的保護越好，越有可能進行融資融券，支持了假設H1b。

6 結論

大股東買賣非自家股票融資的動機可以簡述為得隴望蜀，也即自家公司經營良好，股東謀求更多個人財富選擇投資其他公司。

融資融券交易啟動以來，學術界圍繞融資融券交易產生的市場影響和其變遷開展了討論，但鮮少有學者關注到上市公司大股東買賣非自家股票融資的行為。本文便從第一類代理問題入手，利用我國近十年的交易數據，研究大股東買賣非自家股票的行為動機。該行為的動機研究可以為投資者和政策制定者所參考，也可以為融資融券領域的研究提供新的實證支持。