民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)實(shí)證研究

李佳麗

【摘? 要】論文以我國(guó)2015-2020年滬深兩市A股民營(yíng)上市公司為研究樣本，分析了民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，民營(yíng)上市公司的違規(guī)行為存在顯著的同群效應(yīng)，不僅容易受到來自同一行業(yè)的民營(yíng)上市公司群體行為影響，而且容易受到來自同一地區(qū)的民營(yíng)上市公司群體行為影響，當(dāng)實(shí)際控制人參與上市公司管理或其他大股東股權(quán)集中程度較高時(shí)，這種民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)會(huì)得到一定程度的緩解。研究證實(shí)了近年來民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的顯著特征，為治理和監(jiān)管民營(yíng)上市公司群體違規(guī)行為提供參考借鑒。

【Abstract】Taking the A-share private listed companies in Shanghai and Shenzhen stock exchanges from 2015 to 2020 as the research sample， this paper analyzes the peer effect of private listed companies' violations. The empirical results show that the violations of private listed companies have a significant peer effect， which are not only easily affected by the group behavior of private listed companies from the same industry， but also easily affected by the group behavior of private listed companies from the same region. When the actual controller participates in the management of listed companies or the equity concentration of other major shareholders is relatively high， the peer effect of such violations of private listed companies will be alleviated to a certain extent. The study confirmed the significant characteristics of violations of private listed companies in recent years， and provided a reference for the governance and supervision of group violations of private listed companies.

【關(guān)鍵詞】民營(yíng)上市公司;違規(guī)行為;同群效應(yīng);股權(quán)集中

【Keywords】private listed companies; violations; peer effect; equity concentration

【中圖分類號(hào)】F832.5【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A【文章編號(hào)】1673-1069（2022）04-0167-03

1 理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，與上市公司處于同一行業(yè)或同一地區(qū)的同群企業(yè)行為，均會(huì)對(duì)樣本公司的行為產(chǎn)生重要影響，因此，同群公司的違規(guī)行為可能同樣表現(xiàn)出一致性。同時(shí)，基于組織行為學(xué)等研究基礎(chǔ)發(fā)現(xiàn)，組織間的模仿與學(xué)習(xí)是公司行為同群效應(yīng)形成的微觀基礎(chǔ)，而根據(jù)組織模仿所遵循的先內(nèi)后外定律，民營(yíng)上市公司作為社會(huì)群體的成員，往往更傾向于遵循和效仿與自己身份相同的社會(huì)群體行為，正是對(duì)這種身份的認(rèn)同，相應(yīng)地會(huì)導(dǎo)致同群效應(yīng)得到加強(qiáng)。以我國(guó)為例，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，行為決策的內(nèi)在邏輯存在巨大差異，這已得到大量實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證。因此，我們認(rèn)為民營(yíng)上市公司在做出違規(guī)行為時(shí)，處于同一行業(yè)同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)或同一地區(qū)同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司，由于在行為決策中面臨更多相似的基礎(chǔ)變量，如相似的市場(chǎng)環(huán)境、股權(quán)結(jié)構(gòu)等，導(dǎo)致公司彼此經(jīng)驗(yàn)借鑒和信息交流的可能性更大，因而成為優(yōu)先選擇的模仿對(duì)象。基于此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1-a：民營(yíng)上市公司的違規(guī)行為存在顯著的同群效應(yīng)，即行為容易受到來自同一個(gè)行業(yè)且同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司群體影響。

假設(shè)1-b：民營(yíng)上市公司的違規(guī)行為存在顯著的同群效應(yīng)，即行為容易受到來自同一個(gè)地區(qū)且同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司群體影響。

若民營(yíng)上市公司的違規(guī)行為確實(shí)存在顯著的同群效應(yīng)，那么探討如何治理與緩解這一現(xiàn)象顯得尤為重要。

第一，考慮到我國(guó)民營(yíng)企業(yè)進(jìn)入資本市場(chǎng)的時(shí)間不長(zhǎng)，且以家族企業(yè)為主，很大一部分實(shí)際控制人是公司一代創(chuàng)始人且還未完成代際更迭。如這類實(shí)際控制人真正參與上市公司的管理，如擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理，不僅會(huì)有效緩解股東與管理層之間的委托-代理問題，而且會(huì)出于個(gè)人特殊情感、家族企業(yè)傳承等因素考慮，在模仿并實(shí)施違規(guī)行為決策時(shí)會(huì)更加謹(jǐn)慎小心，盡量避免影響家族企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。基于此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2-a：實(shí)際控制人參與上市公司管理會(huì)減弱同行業(yè)民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)。

假設(shè)2-b：實(shí)際控制人參與上市公司管理會(huì)減弱同地區(qū)民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)。

第二，據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，大量研究表明長(zhǎng)期的“一股獨(dú)大”上市公司，更容易出現(xiàn)控股股東侵害投資者（如中小股東）及上市公司權(quán)益的情況，即發(fā)生所謂的“隧道效應(yīng)”。而中小股東由于實(shí)質(zhì)上已喪失投票權(quán)，出于收益與成本的考慮，在對(duì)上市公司治理與監(jiān)督上會(huì)選擇“搭便車”。那么對(duì)于這種情況，有效的股權(quán)制衡機(jī)制顯得尤為重要。其他大股東的股權(quán)集中程度（除第一股東）越高，股權(quán)制衡度越高，更有動(dòng)力與能力對(duì)上市公司行為決策進(jìn)行監(jiān)督，如要求更高的信息披露質(zhì)量、提升公司治理水平，盡早發(fā)現(xiàn)和制止控股股東效仿同群公司實(shí)施資金占用、違規(guī)擔(dān)保等重大違規(guī)決策行為。因此，提出以下假設(shè)：E8783FAC-404F-4C25-BD25-730475807DD4

假設(shè)3-a：除第一股東的其他大股東股權(quán)集中程度越高，越會(huì)減弱同行業(yè)民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)。

假設(shè)3-b：除第一股東的其他大股東股權(quán)集中程度越高，越會(huì)減弱同地區(qū)民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2015-2020年我國(guó)滬深兩市所有A股民營(yíng)上市公司為研究樣本。對(duì)基礎(chǔ)樣本進(jìn)行如下篩選：①剔除金融保險(xiǎn)類公司;②剔除數(shù)據(jù)不足3年的上市公司;③剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的公司?？紤]到ST、PT類民營(yíng)上市公司為了避免退市更有可能采取違規(guī)行為，故未剔除這類企業(yè)。為避免極值影響，對(duì)財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)按照1%的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行winsorize雙向縮尾處理。所有數(shù)據(jù)主要來源于國(guó)泰安CSMAR經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫，并以上市公司年報(bào)、監(jiān)管機(jī)構(gòu)公告等相關(guān)數(shù)據(jù)補(bǔ)充、印證。

2.2 變量定義

本文選取的變量與定義如下：

①被解釋變量。公司是否發(fā)生違規(guī)（FR），為虛擬變量，參照學(xué)術(shù)界的普遍做法，如樣本公司當(dāng)年發(fā)生違規(guī)行為，包括虛構(gòu)利潤(rùn)、虛假記載（誤導(dǎo)性陳述）、虛列資產(chǎn)等信息披露違規(guī)行為和占用公司資產(chǎn)、違規(guī)擔(dān)保等經(jīng)營(yíng)和交易違規(guī)并被披露，取值為1，否則為0。

②解釋變量。為更準(zhǔn)確地反映行業(yè)（地區(qū)）同群效應(yīng)，排除行業(yè)、地區(qū)彼此之間的交叉影響，控制企業(yè)群體行為的關(guān)聯(lián)效應(yīng)等，借鑒現(xiàn)有研究，解釋變量定義如下：第一，同行業(yè)不同地區(qū)的民營(yíng)上市公司平均違規(guī)率（IDFRP），為總樣本中與樣本公司同為民營(yíng)上市公司、同行業(yè)但不同地區(qū)的所有其他公司組合在當(dāng)年的平均違規(guī)率，等于樣本公司當(dāng)年同行業(yè)其他地區(qū)違規(guī)民營(yíng)上市公司數(shù)量/當(dāng)年同行業(yè)其他地區(qū)民營(yíng)上市公司總數(shù)，其中，“同行業(yè)”的定義參照中國(guó)證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引（2012年版）》第1位碼分類;“同地區(qū)”按照當(dāng)前公司總部所在的省、自治區(qū)、直轄市劃分（下同）;第二，同地區(qū)不同行業(yè)的民營(yíng)上市公司平均違規(guī)率（ARFRP），為總樣本中與樣本公司同為民營(yíng)上市公司、同地區(qū)但不同行業(yè)的所有其他公司組合在當(dāng)年的平均違規(guī)率，等于樣本公司當(dāng)年同地區(qū)其他行業(yè)違規(guī)民營(yíng)上市公司數(shù)量/當(dāng)年同地區(qū)其他行業(yè)民營(yíng)上市公司總數(shù);第三，實(shí)際控制人是否參與管理（MAN），為虛擬變量，如實(shí)際控制人當(dāng)年擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理則取值為1，否則為0;第四，其他大股東股權(quán)制衡度（SHR），等于公司前十位大股東持股比率之和減第一大股東持股比率。

③控制變量。參照已有研究，加入公司經(jīng)營(yíng)變量：第一，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV），等于總負(fù)債/總資產(chǎn);第二，公司規(guī)模（SIZE），等于上市公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù);第三，營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（GRO），等于（營(yíng)業(yè)收入本年本期金額-營(yíng)業(yè)收入上年同期金額）/營(yíng)業(yè)收入上年同期金額。加入公司治理因素變量：第一，董事會(huì)規(guī)模（BOA），等于董事會(huì)總?cè)藬?shù)的對(duì)數(shù);第二，獨(dú)立董事比例（IN），等于上市公司獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)總?cè)藬?shù);第三，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兼任（DUAL），如董事長(zhǎng)和總經(jīng)理由一人擔(dān)任取值為1，否則為0。

2.3 研究模型

根據(jù)本文研究目的，參照現(xiàn)有實(shí)證研究，建立回歸模型（1）對(duì)假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)：

FR_i，t=β₀+β₁X_i，t+β₂Control_i，t+ε_i，t（1）

其中，X_i，t分別為解釋變量IDFRP_i，t、ARFRP_i，t;Control_i，t為本文控制變量，包括LEV_i，t、SIZE_i，t、GRO_i，t、IN_i，t、BOA_i，t、DUAL_i，t;β為各控制變量的回歸系數(shù);i為樣本公司;t為年份;β0和ε為常數(shù)項(xiàng)和隨機(jī)誤差項(xiàng)，下同。

根據(jù)假設(shè)1-a的預(yù)期，IDFRP_i，t的系數(shù)β₁應(yīng)當(dāng)顯著為正。根據(jù)假設(shè)1-b的預(yù)期，ARFRP_i，t的系數(shù)β₁應(yīng)當(dāng)顯著為正。

建立回歸模型（2）對(duì)假設(shè)3和假設(shè)4進(jìn)行檢驗(yàn)：

FR_i，t=β₀+β₁X_i，t+β₂X_i，t×Y_i，t+β₃Control_i，t+ε_i，t（2）

其中，X_i，t分別為解釋變量IDFRP_i，t、ARFRP_i，t;Y_i，t分別為解釋變量MAN_i，t、SHR_i，t;Control_i，t為本文控制變量，包括LEV_i，t、SIZE_i，t、GRO_i，t、IN_i，t、BOA_i，t、DUAL_i，t。

根據(jù)假設(shè)2-a和假設(shè)2-b的預(yù)期，解釋變量IDFRP_i，t與MAN_i，t交互項(xiàng)、解釋變量ARFRPi，t與MAN_i，t交互項(xiàng)的系數(shù)β₂應(yīng)當(dāng)顯著為負(fù)。同理，根據(jù)假設(shè)3-a和假設(shè)3-b的預(yù)期，解釋變量IDFRP_i，t與SHR_i，t交互項(xiàng)、解釋變量ARFRP_i，t與SHR_i，t交互項(xiàng)的系數(shù)β₂應(yīng)當(dāng)顯著為負(fù)。E8783FAC-404F-4C25-BD25-730475807DD4

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。樣本公司中民營(yíng)上市公司整體平均違規(guī)率（FR）均值為0.231 6，同行業(yè)不同地區(qū)的民營(yíng)上市公司平均違規(guī)率（IDFRP）均值為0.232 5，同地區(qū)不同行業(yè)的民營(yíng)上市公司平均違規(guī)率（ARFRP）均值為0.253 4，這意味著4～5家民營(yíng)上市樣本公司中有1家被證券交易所、中國(guó)證監(jiān)會(huì)等監(jiān)管機(jī)構(gòu)披露存在違規(guī)行為，可以得出民營(yíng)上市公司整體違規(guī)率相對(duì)較高，側(cè)面印證了近年來民營(yíng)上市公司的違規(guī)行為“群發(fā)”現(xiàn)象。樣本公司實(shí)際控制人參與管理程度比較高，平均值為0.793 8。大股東股權(quán)制衡度（SHR）的最小值為0.010 3，最大值為0.704 0，表明樣本公司之間極差比較大。

3.2 回歸分析

如表2中第（1）列所示，在控制公司資產(chǎn)負(fù)債率、獨(dú)立董事比例等公司特征變量后，同行業(yè)不同地區(qū)的民營(yíng)上市公司平均違規(guī)率（IDFRP）的系數(shù)為0.185，在1%水平上顯著，假設(shè)1-a得到驗(yàn)證，即民營(yíng)上市公司的違規(guī)行為存在顯著的同群效應(yīng)，即行為容易受到來自同一個(gè)行業(yè)且同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司影響。同理，表2中第（2）列表示同地區(qū)不同行業(yè)的民營(yíng)上市公司平均違規(guī)率（ARFRP）的系數(shù)為0.101，同樣在1%水平上顯著，說明假設(shè)1-b得到驗(yàn)證，即民營(yíng)上市公司的違規(guī)行為存在顯著的同群效應(yīng)，即行為容易受到來自同一個(gè)地區(qū)且同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司影響。如表2中第（3）列所示，模型（1）同時(shí)加入IDFRP和ARFRP這兩個(gè)解釋變量后，兩個(gè)變量系數(shù)均仍然顯著為正，再次驗(yàn)證了假設(shè)1-a和假設(shè)1-b。

如表3所示，第（1）列中IDFRP系數(shù)顯著為正，IDFRP×MAN交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.214，且在1%水平上顯著為負(fù)，表明實(shí)際控制人參與上市公司管理會(huì)減弱同行業(yè)民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)，假設(shè)2-a得到驗(yàn)證。第（2）列中IDFRP系數(shù)為0.296且在1%置信水平上顯著為正，IDFRP×SHR交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，實(shí)證結(jié)果表明除第一股東的其他大股東股權(quán)集中程度提高，同行業(yè)民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)會(huì)得到一定程度的減弱，驗(yàn)證了假設(shè)3-a。為進(jìn)一步證實(shí)，本文將IDFRP×MAN交互項(xiàng)和IDFRP×SHR交互項(xiàng)同時(shí)加入模型（2），最終實(shí)證結(jié)果如表3中第（3）列所示，交互項(xiàng)系數(shù)仍然全部顯著為負(fù)，再次驗(yàn)證了假設(shè)2-a和假設(shè)3-a。

同理，如表4所示，第（1）列ARFRP×MAN交互項(xiàng)、第（2）列ARFRP×SHR交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著為負(fù)，且在將ARFRP×MAN交互項(xiàng)和ARFRP×SHR交互項(xiàng)同時(shí)加入模型（2）后，第（3）列中兩個(gè)交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，實(shí)證結(jié)果充分表明實(shí)際控制人參與上市公司管理和其他大股東制衡度增加，確實(shí)會(huì)減弱同地區(qū)民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)，再次驗(yàn)證了假設(shè)2-b和假設(shè)3-b。

4 結(jié)語

本文的研究結(jié)果表明：民營(yíng)上市公司的違規(guī)行為存在顯著的同群效應(yīng)，不僅容易受到來自同一個(gè)行業(yè)且同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上市公司群體的影響，而且容易受到來自同一個(gè)地區(qū)且同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上市公司群體的影響。實(shí)際控制人參與上市公司管理、其他大股東（不含第一大股東）的股權(quán)集中程度越高，越會(huì)有助于減弱這類民營(yíng)上市公司違規(guī)行為的同群效應(yīng)。前者主要與第一代創(chuàng)始人及家族具有個(gè)人特殊情感、家族代際傳承、注重聲譽(yù)等原因分不開，后者主要源于其他大股東股權(quán)集中程度越高，制約控股股東“獨(dú)裁”行為的能力和動(dòng)力越高有關(guān)。綜上所述，本研究對(duì)民營(yíng)上市公司違規(guī)行為同群效應(yīng)及其監(jiān)管研究具有一定的啟示與參考作用。

【參考文獻(xiàn)】

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