非控股股東可能“掏空”企業(yè)嗎？

李增?！≡其h　葉永衛(wèi)

關鍵詞：非控股股東;“掏空”;混合所有制改革;公司治理

一、引言

黨的十八屆三中全會之后，近四十年的國有企業(yè)改革進入了一個新的歷史階段，即混合所有制改革階段。許多學者的研究也已發(fā)現(xiàn)混合所有制對企業(yè)創(chuàng)新、績效等諸多方面有顯著的促進作用（王艷，2016;郝陽和龔六堂，2017;蔡貴龍等，2018）。但整個理論界，特別是嚴謹?shù)膶W術研究方面對混合所有制可能對企業(yè)產(chǎn)生的負面影響缺乏足夠的關注和研究。雖然有學者注意到了混合所有制改革過程中存在的國有資產(chǎn)流失問題，但對混合所有制企業(yè)在運營中可能存在的治理問題鮮有文獻提及。

有關公司治理的文獻主要集中于股權分散下管理層的利益侵占和股權集中下的大股東利益侵占這兩個方面（Jensen and Meckling，1976;Ehrhardt and Nowak，2003）。由于在現(xiàn)代企業(yè)制度下股份和權力的對應關系，既有文獻對非控股股東可能會侵占控股股東利益的問題缺乏研究。但在國有控股的混合所有制企業(yè)中情況可能會有所不同，非控股股東侵占控股股東的利益，這種“以小欺大”的異象卻有可能發(fā)生。因為在國有控股的混合所有制企業(yè)中，國有股權多層次的委托代理關系，會導致其監(jiān)督管理的動力不足以及產(chǎn)生謀取私利的動機，公司控制權的分布與股權的對應關系被打破，企業(yè)可能被非控股股東實際控制。非控股股東的控制權和所有權之間的分離，會導致其攫取的控股權收益更大（沈藝峰等，2008;彭小平，2011）。事實上，關于非控股股東的利益侵占行為，已得到了一些學者的關注。如陳姝（2016）發(fā)現(xiàn)，非控股股東會通過關聯(lián)交易對上市公司進行“掏空”的機會主義行為。曾慶生（2004）在分析湖南洞庭水殖股份有限公司捆綁上市行為時，明確指出作為大股東的地方政府聽任第二大股東侵占上市公司股東利益。

因此，本文在國有企業(yè)混合所有制改革的宏觀背景下，試圖把公司治理的研究從管理層的利益侵占、大股東利益侵占，進一步拓展到“小魚吃大魚”的非控股股東的利益侵占層面;在實踐層面，試圖為當前國有企業(yè)混合所有制改革提供參考。

本文利用2011-2018年中國滬深A股非金融類國有上市公司的面板數(shù)據(jù)，考察了國有企業(yè)中，第二大股東持股比例、股權性質對其“掏空”行為的影響，并重點考察了其“掏空”行為是通過何種機制實現(xiàn)的。進一步地，本文還考察了信息不對稱和市場化程度不同的情況下，第二大股東股權性質差異對其“掏空”行為的影響?；貧w結果表明，國有企業(yè)中第二大股東持股比例越高，其“掏空”行為越嚴重，這一現(xiàn)象在非國有企業(yè)第二大股東中更為顯著。同時，當?shù)诙蠊蓶|持股比例大于5%時，非國有企業(yè)第二大股東的“掏空”行為顯著多于國有企業(yè)第二大股東。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)第二大股東通過與高管合謀提升自身影響力，進而完成對企業(yè)的“掏空”。進一步研究發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)第二大股東的“掏空”行為在信息不對稱程度較高和市場化程度較低時更為嚴重。

本文的貢獻和創(chuàng)新在以下幾個方面：（1）本文拓展了對公司治理中股東利益侵占行為的認識。前期文獻研究較多的是控股股東的“掏空”和管理層的利益侵占行為。本文在中國情境下，構建了非控股股東“掏空”行為的理論框架，研究了非控股股東的“掏空”行為及其機制，從而拓展了公司治理中股東利益侵占行為的相關文獻。（2）深化對國有企業(yè)理論的認識。本文的研究表明：在國有控股的混合所有制企業(yè)中，由于國有股東和非國有股東性質的差異，公司控制權的分布與股權的對應關系被打破，非控股股東利益侵占行為不僅從邏輯分析上存在，而且在實踐中也有可能存在。（3）本文的研究將為正在轟轟烈烈實施的國有企業(yè)混合所有制改革提供理論借鑒和決策依據(jù)。本文的研究顯示在國有控股的情況下，非國有大股東的相對控股可能會存在“掏空”行為，而這種行為將會侵害到包括國有股東在內(nèi)的股東利益，導致國有資產(chǎn)流失，企業(yè)經(jīng)營績效下降。那么，在這個以國有控股為主體的混合所有制改革中，如何在充分發(fā)揮非國有股東的治理效應的同時抑制其可能存在的“掏空”行為，將是這次混改的實踐操作中迫切需要解決的問題。（4）本文的研究將為政府各級部門在對國有控股的混合所有制企業(yè)運營監(jiān)管中抑制非國有股東利益侵占行為的具體決策提供依據(jù)和政策建議。

本文剩余部分內(nèi)容安排如下：第二部分為文獻回顧;第三部分為理論分析和研究假說;第四部分為研究設計、樣本選擇與變量設定;第五部分為實證結果分析與穩(wěn)健性檢驗;第六部分為影響機制分析;第七部分為進一步研究;第八部分為結論與政策建議。

二、文獻回顧

在對中小股東利益保護的法律體系不完善的情況下，大股東權力得不到有效的監(jiān)督和制衡，因而大股東可通過不正當?shù)年P聯(lián)交易、資金擔保以及占用資金等手段“掏空”上市公司，侵害中小股東利益。學界過去將研究重點集中在大股東“掏空”上市公司這一方面，對非控股股東的研究也主要集中在對控股股東和管理者進行監(jiān)督和制衡，以維護自身利益方面（Pagano and Roell，1998;辛清泉，2013;汪恩賢和劉星河，2020）。

然而，近年來已有文獻開始關注非控股股東對企業(yè)的利益侵占問題。如，Ravina and Sapienza（2010）研究認為非控股股東可以利用自己的信息優(yōu)勢，在交易公司股票時達到最大的異?；貓螅愃朴讵毩⒍略谫徺I和出售其公司股票時獲得超額回報。Caiet al.（2015）發(fā)現(xiàn)非控股大股東為

公司提供資金，并可能積極監(jiān)督控股股東以確保其投資得到良好保護。此外，他們還利用信息優(yōu)勢，最大限度地從所有權中獲得私人利益。Chengetal.（2017）通過研究也發(fā)現(xiàn)，非控股大股東面臨著兩個非沖突性的激勵機制：利用信息優(yōu)勢，在交易公司股票時獲得超額回報，同時作為有效的監(jiān)督者，最大限度地減少控股股東占用公司財富。

上述研究主要是針對國外的公司分析了非控股股東對企業(yè)的利益侵占問題。一些學者對我國上市公司非控股股東的研究也表明，由于其和大股東關聯(lián)從而獲得了侵占企業(yè)利益的能力。蔡寧和魏明海（2011）發(fā)現(xiàn)股東關系越密切，減持時其他大股東越可能借助與公司第一大股東之間的合謀獲取較高的減持收益。并且，其他大股東在上市公司的影響力對這種合謀行為具有顯著促進作用。魏明海等（2013）認為家族關聯(lián)大股東持股越多、在董事會或董監(jiān)高中所占席位的比例越大，家族企業(yè)的關聯(lián)交易行為越嚴重，公司價值折損也越厲害。章衛(wèi)東等（2016）認為在信息不對稱的情況下，由于關聯(lián)股東比非關聯(lián)股東掌握了更多公司成長性的信息，當公司成長性較好時，關聯(lián)股東為了獲得更多的財富會更加積極地參與認購上市公司發(fā)行的定向增發(fā)新股。不難發(fā)現(xiàn)，前期研究大多集中于控股股東和關聯(lián)非控股股東的合謀“掏空”行為。事實上，當非控股股東基于某種原因實際控制公司或其資產(chǎn)時，也可能對公司進行利益侵占。陳姝（2016）發(fā)現(xiàn)，由于捆綁上市過程中產(chǎn)業(yè)捆綁賦予上市公司非控股股東專用性資產(chǎn)的控制權以及非控股股東在信息、產(chǎn)業(yè)等方面的獨有優(yōu)勢，其在公司經(jīng)營中實現(xiàn)控制力的權力反轉，可以通過關聯(lián)交易對上市公司進行利益侵占。

綜上所述，前期學者對企業(yè)管理層的利益侵占問題、控股股東的利益侵占問題已經(jīng)做了較為深入的研究。具體到非控股股東的“掏空”行為時，研究則更多地關注了非控股股東與控股股東合謀對企業(yè)的“掏空”，即控股股東和關聯(lián)非控股股東聯(lián)合侵害其他中小股東的行為，而鮮有文獻對非控股股東侵害控股股東和其他小股東進行研究。

三、理論分析和研究假說

（一）第二大股東持股比例與“掏空”

國外對于股東所有權比例與“掏空”行為的研究已經(jīng)較為完善，大量文獻研究證實股東所有權比例對其“掏空”行為的影響存在兩面性，即“壕溝防御效應（Entrenchment Effect）”和“利益協(xié)同效應（Alignment Effect）”（Morck et al.，1998;Claessens et al.，2002）。一方面，股東持股比例的上升增強了其對公司的控制權，從而增加了其獲取控制權私人收益的能力和動機;另一方面，當股東的持股比例提高到完全掌控公司控制權時，所有權比例繼續(xù)提高則會降低股東獲取控制權私人收益的動機。但首先，基于中國數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，即使是擁有公司實際控制權的控股股東，也會存在隨著持股比例的上升壕溝防御效應逐漸增強而利益協(xié)同效應并不顯著的現(xiàn)象，即控股股東持股比例越高，其“掏空”行為越嚴重（陳曉和王琨，2005;侯青川等，2017）。其次，第二大股東無法完全掌控公司控制權，理論上第二大股東持股比例的上升只會增加其獲取控制權私人收益的能力和動機，從而增加其“掏空”行為。據(jù)此，我們提出假說H1：

假說H1：在國有企業(yè)中，第二大股東持股比例越高，其“掏空”行為越嚴重。

（二）股權結構、第二大股東持股比例與“掏空”

混合所有制企業(yè)治理結構問題是當前中國深化國有企業(yè)改革的關鍵問題。隨著混合所有制企業(yè)改革的深入，可能會越來越多地出現(xiàn)第一大股東是國有股東、第二大股東為非國有股東或其他屬性股東的情況。從公司治理的層面來說，國有產(chǎn)權和非國有產(chǎn)權背后的激勵約束是不對等的，在人性惡的制度設計假設前提下，非國有對國有的侵害傾向是天然的存在。由于國有股東和非國有股東性質的差異，公司控制權的分布與股權的對應關系被打破。國資局及其管理層對其管理的上市公司不具有現(xiàn)金流量索取權，因而缺乏足夠的激勵經(jīng)營和監(jiān)管國有資產(chǎn)。所以，國資局及其管理層既缺乏動力，也沒有足夠的能力控制企業(yè)的經(jīng)營活動。因此，可能導致在國有控股的情況下，出現(xiàn)非國有股東控制公司的情況。其控制權和所有權之間的分離程度比名義控股股東的控制權和所有權之間的分離程度要大得多，其攫取的控股權收益會更大（沈藝峰等，2008;彭小平，2011）。換言之，國有資產(chǎn)所有權主體非人格化，國有產(chǎn)權歸屬不清，存在多層委托代理關系，國有股東對企業(yè)的監(jiān)督和控制的弱化，導致國有控股公司的控股股東實際并不控制公司。在這一背景下，非國有第二大股東控制權的加強會導致其有更強的攫取控制權私人收益動機和能力，因而其“掏空”行為也會愈發(fā)嚴重。但若第二大股東的控制權不足，即使國有控股股東監(jiān)督和控制公司能力較弱，非國有第二大股東也很難對公司施以足夠的影響力以達到其攫取控制權私人收益的目的。一方面，當股東無法實際控制公司時，其“掏空”行為往往需要通過與高管合謀才能實現(xiàn)（趙國宇，2017）。高管與股東合謀將承擔很高的合謀風險，因而高管往往要求顯性或隱性契約作為補償。若第二大股東沒有一定的控制權則無法為高管提供相應的風險補償，從而無法實現(xiàn)其“掏空”目的。另一方面，盡管國有控股股東的控制權較弱，但非國有股東實際控制仍需一定程度的控制權，否則很難對公司施加足夠的影響。因此，理論上，當非國有第二大股東真正獲得公司的部分控制權，即持股比例大于5%時，才能通過自身對公司的控制權與管理層合謀從而實現(xiàn)其利益侵占行為?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僬fH2和假說H3：

假說H2：在國有企業(yè)中，第二大股東持股比例對其“掏空”行為的影響在非國有企業(yè)第二大股東中更為顯著。

假說H3：在第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中，非國有第二大股東的“掏空”行為顯著多于國有第二大股東。

四、研究設計

（一）研究樣本

本文的研究樣本為滬深兩市2011-2018年全部A股國有上市公司。借鑒以往研究，我們采用以下標準進行樣本篩選：（1）剔除金融行業(yè)樣本;（2）剔除ST、ST*樣本;（3）剔除財務數(shù)據(jù)缺失的樣本;（4）剔除行業(yè)年度觀察值低于15個的上市公司。經(jīng)過樣本篩選后，我們得到國有企業(yè)6849個公司—年度觀測值。此外，考慮到本文的研究目的，剔除第二大股東持股比例在5%以下的樣本，即僅保留第二大股東持股比例大于5%的樣本，我們得到國有企業(yè)3401個公司—年度觀測值。本文公司財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，第一大股東關聯(lián)交易金額來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，第二大股東關聯(lián)交易金額從各公司年報中手工整理得到。同時，為了排除極端值對實證結果的影響，我們對連續(xù)變量在1%和99%百分位上進行了縮尾處理。

（二）關鍵變量定義

1.第二大股東的利益侵占（Tun）

在實證研究方面，國內(nèi)文獻對大股東利益侵占的度量主要集中在控股股東占款、關聯(lián)交易、現(xiàn)金股利、定向增發(fā)、股權質押等變量?；跀?shù)據(jù)可得性，以及考慮到資金占用和現(xiàn)金股利方式度量大股東“掏空”存在的噪音以及法規(guī)管制的影響，本文采用關聯(lián)交易來度量大股東“掏空”行為（陳曉和王琨，2005;魏志華等，2017）。具體地，本文通過手工整理合并上市公司年報中第二大股東的各項關聯(lián)交易金額來度量第二大股東的利益侵占行為。同時，為消除規(guī)模帶來的影響，我們將第二大股東關聯(lián)交易金額除以總資產(chǎn)，最終得到第二大股東的利益侵占變量Tun。

2.第二大股東的持股比例（Top2）

本文以第二大股東的持股總數(shù)與該公司總股數(shù)的比值衡量第二大股東的持股比例。

3.第二大股東的股權性質（Shtype）

本文設定虛擬變量Shtype度量第二大股東的股權性質，若第二大股東為非國有大股東則Shtype取值為1，若第二大股東為國有大股東則Shtype取值為0。需要特別說明的是，國有大股東是指實際控制人為政府部門的國有企業(yè)，包括由國務院國資委監(jiān)管的央企、由地方政府監(jiān)管的地方國企以及由財政部監(jiān)管的中央行政事業(yè)單位所屬企業(yè)、中央金融企業(yè)，以及財務關系在財政部單列的其他國有企業(yè)。

4.控制變量

借鑒前期有關利益侵占文獻的研究（劉少波和馬超，2016;魏志華等，2017），本文選取公司規(guī)模（Size，總資產(chǎn)的自然對數(shù)）、盈利能力（Roa，凈利潤/總資產(chǎn)平均余額）、資產(chǎn)負債率（Lev，總負債/總資產(chǎn)）、公司成長性（Growth，營業(yè)收入本年本期金額-營業(yè)收入上年同期金額/營業(yè)收入上年同期金額）、公司年齡（Age，公司成立至樣本年度的年數(shù)）、第一大股東持股比例（Top1，第一大股東持股總數(shù)/總股數(shù)）、管理層持股比例（Manrate，管理層持股總數(shù)/總股數(shù)）、董事會持股比例（Bstock，董事會持股總數(shù)/總股數(shù)）、是否兩職合一（Duality，若CEO與董事長兩職合一則記為1，否則為0）、董事會規(guī)模（Board，董事人數(shù)）、獨立董事占比（Indep，獨立董事/董事人數(shù)）作為控制變量。此外，我們還加入了年份虛擬變量和行業(yè)虛擬變量。本文主要變量定義如表1所示。

（三）模型設計

本文重點關注第二大股東的股權性質對其利益侵占行為的影響。由于因變量第二大股東的關聯(lián)交易以0為下限，并且大多數(shù)數(shù)據(jù)都為0，數(shù)據(jù)結構與專利申請等企業(yè)創(chuàng)新變量類似，呈現(xiàn)左截斷的特征，因此，借鑒朱冰等（2018）的研究，我們構建如下的Tobit回歸模型進行研究：

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文全樣本的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。其中第二大股東關聯(lián)交易（Tun）的最大值為0.109，最小值為0，均值為0.003，表明在我國國有企業(yè)中第二大股東關聯(lián)交易之間存在較大差距，平均來看第二大股東的關聯(lián)交易占總資產(chǎn)的比值為0.3%。第二大股東股權性質（Shtype）的均值為0.573，表明我國國有企業(yè)中第二大股東為非國有的企業(yè)占57.3%，第二大股東為國有的企業(yè)占42.7%;管理層持股比例（Manrate）和董事會持股比例（Bstock）均值分別為0.005和0.004，表明國有企業(yè)中管理層和董事會的持股比例普遍偏低。其余變量描述性統(tǒng)計結果均處于合理范圍內(nèi)，在此不再贅述。

第二大股東持股比例大于5%樣本的主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表3所示。其中第二大股東的關聯(lián)交易（Tun）的最大值為0.109，最小值為0，均值為0.005，表明第二大股東的關聯(lián)交易占總資產(chǎn)的比值為0.5%，相對于全樣本均值來說，第二大股東持股比例大于5%樣本的關聯(lián)交易整體上有所提高;第二大股東股權性質（Shtype）的均值為0.457，表明第二大股東持股比例大于5%樣本中第二大股東為非國有的企業(yè)占45.7%，第二大股東為國有的企業(yè)占55.3%，分布較為平均;管理層持股比例（Manrate）和董事會持股比例（Bstock）均值分別為0.008和0.006，與全樣本類似，管理層持股比例和董事會持股比例都較低。其余變量描述統(tǒng)計均處于合理分布范圍內(nèi)，在此不再贅述。

（二）回歸分析

基準回歸結果如表4所示。其中列（1）、列（2）、列（3）分別為模型（1）、模型（2）、模型（3）的回歸結果。由列（1）可知，第二大股東持股比例（Top2）的系數(shù)為0.173并在1%水平上顯著，表明國有企業(yè)第二大股東持股比例與其“掏空”行為顯著正相關，故假說H1得證。列（2）顯示第二大股東持股比例與第二大股東股權性質的交乘項（Top2×Shtype）系數(shù)為0.063并在5%水平上顯著，表明第二大股東持股比例（Top2）對其“掏空”行為的影響在非國有第二大股東更為顯著，故假說H2得證。由列（3）可知，第二大股東股權性質（Shtype）的系數(shù)為0.006并在5%水平上顯著，表明在第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中，非國有第二大股東的“掏空”行為要顯著多于國有第二大股東，故假說H3得證。

（三）內(nèi)生性檢驗

為了克服內(nèi)生性對研究結論的影響，本文采取工具變量法和雙重差分法來控制內(nèi)生性對本文研究結論的干擾。首先，本文借鑒Fisman and Svensson（2007）和呂越等（2020）的研究，構造解釋變量行業(yè)-省份均值作為工具變量對模型（1）進行工具變量法檢驗。其次，本文以第二大股東的股權性質未發(fā)生變更的公司樣本為控制組，以第二大股東的股權性質從國有變?yōu)榉菄械墓緲颖緸樘幚斫M，通過雙重差分模型（DID）考察國有企業(yè)中第二大股東的股權性質是否會顯著影響其“掏空”行為，從而克服內(nèi)生性對模型（3）的影響。另外，對于部分國企第二大股東股權性質反復變化的情況，借鑒朱冰等（2018）的方法，僅把第二大股東第一次股權結構變更納入研究樣本，以減少股權結構的頻繁變更造成的噪音對本文結果帶來的影響。由于第二大股東股權性質發(fā)生變化之前處理組和控制組樣本可能存在選擇性偏誤，從而影響雙重差分（DID）的有效性，因此，本文首先通過最近鄰匹配（1：1）的PSM方法篩選出與處理組匹配的控制組樣本，匹配變量包括模型（1）中的全部控制變量，然后再利用DID模型進行檢驗（閆周府等，2019;王婧和藍夢，2019）。具體地，由于國有企業(yè)第二大股東發(fā)生變更的時間并不統(tǒng)一，本文構建如下多時點DID模型進行檢驗：

內(nèi)生性檢驗的回歸結果如表5所示，其中列（1）為IV-Tobit的第二階段回歸結果。IV-Tobit的第一階段估計結果顯示，工具變量通過了t檢驗，且回歸方程的F統(tǒng)計量大于10。因此，不存在弱工具變量的問題①。列（1）的IV-Tobit第二階段回歸結果顯示，第二大股東持股比例（Top2）對第二大股東的“掏空”（Tun）存在顯著的正向影響，說明在利用工具變量法控制了內(nèi)生性的情況下，國有企業(yè)第二大股東持股比例越高其“掏空”越嚴重這一結論依然成立。

表5列（2）為PSM-DID的回歸結果。在進行傾向得分匹配回歸之前，要進行平衡性檢驗。檢驗結果表明②，匹配后所有協(xié)變量標準化偏差均小于10%，而且在配對之后t檢驗的結果均在5%統(tǒng)計水平下不顯著，說明處理組與控制組企業(yè)主要財務變量已無顯著差異，與匹配前的結果相比，有顯著差異的協(xié)變量標準化偏差都大幅度減小，說明所有協(xié)變量通過了平衡性檢驗。由列（2）可知，第二大股東股權性質是否由國有大股東變?yōu)榉菄写蠊蓶|（TreatPost）對第二大股東“掏空”行為的凈效應為0.015并在10%水平下顯著，表明當?shù)诙蠊蓶|由國有大股東轉變?yōu)榉菄写蠊蓶|時，其“掏空”水平顯著上升。由此，在利用PSM-DID控制了內(nèi)生性后，第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中非國有第二大股東的“掏空”行為顯著多于國有第二大股東這一結論依然成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.更換回歸模型

由于國有企業(yè)中，多數(shù)公司第二大股東關聯(lián)交易金額為0，數(shù)據(jù)結構與專利申請等衡量創(chuàng)新的變量相同，借鑒前期研究我們選擇使用Tobit模型進行基準回歸。在這一部分，我們采用普通最小二乘法（OLS）進行回歸，回歸結果如表6所示。其中列（1）、列（2）、列（3）分別為模型（1）、模型（2）、模型（3）的OLS回歸結果。由表6可知，采用OLS模型進行回歸后，第二大股東持股比例（Top2）、第二大股東持股比例與第二大股東股權性質的交乘項（Top2×Shtype）和第二大股東股權性質（Shtype）的系數(shù)均顯著為正，與基準回歸并無差異，原結論依然穩(wěn)健。

2.制造業(yè)子樣本回歸

考慮到行業(yè)間的系統(tǒng)性差異可能會給本文的回歸結果帶來影響，在這一節(jié)我們僅采用制造業(yè)樣本進行回歸，回歸結果如表7所示。其中列（1）、列（2）、列（3）分別為模型（1）、模型（2）、模型（3）的制造業(yè)子樣本回歸結果。結果顯示，第二大股東持股比例（Top2）、第二大股東持股比例與第二大股東股權性質的交乘項（Top2×Shtype）和第二大股東股權性質（Shtype）的系數(shù)均顯著為正，與基準回歸并無差異，即采用國有制造業(yè)樣本回歸依舊支持本文的基本假說。

3.增加控制變量

本文通過在模型（1）、模型（2）、模型（3）中加入機構投資者持股（Instrate）和企業(yè)內(nèi)部控制質量（ICQ）兩個變量進一步控制企業(yè)的外部監(jiān)管水平和內(nèi)部控制水平以檢驗基準回歸的穩(wěn)健性?；貧w結果如表8所示，其中列（1）、列（2）、列（3）分別為模型（1）、模型（2）、模型（3）增加控制變量之后的回歸結果。結果表明，第二大股東持股比例（Top2）、第二大股東持股比例與第二大股東股權性質的交乘項（Top2×Shtype）和第二大股東股權性質（Shtype）的系數(shù)均顯著為正，與基準回歸并無差異，即在增加控制變量之后，本文的基本假說依舊得證。

4.更改大股東度量標準

由于《證券法》規(guī)定，持有上市公司股份5%以上的股東對該公司股票買和賣行為必須間隔在6個月以上，否則該股東不能享有其買賣行為所產(chǎn)生的利益;投資者及其一致人通過二級市場購買上市公司已發(fā)行股份5%時應當及時履行報告和信息披露義務。因此，本文以第二大股東持股比例5%作為認定其擁有一定控制權的邊界。在這一部分，為進一步檢驗模型（3）回歸結果的穩(wěn)健性，我們將認定其為大股東的分界線提高到持股比例為10%以上重新進行回歸?；貧w結果如表9所示，其中列（1）、列（2）分別為以第二大股東持股比例為5%和10%作為大股東分界的回歸結果。結果顯示，更改大股東度量標準之后第二大股東股權性質（Shtype）的系數(shù)為0.01并在1%水平上顯著，即國有企業(yè)中非國有第二大股東的“掏空”行為顯著多于國有第二大股東。

六、機制分析

（一）高管合謀：高管薪酬

前文研究證實，國有企業(yè)中第二大股東持股比例越高，其“掏空”行為越嚴重，這一現(xiàn)象在非國有第二大股東中更為顯著。同時，當?shù)诙蠊蓶|持股比例大于5%時，非國有第二大股東的“掏空”行為顯著多于國有第二大股東。通過理論分析，我們認為國有企業(yè)的資產(chǎn)屬于國家所有，因而不論是第一大股東的代理人還是管理層，都缺乏對公司資產(chǎn)的自發(fā)性保護激勵，這就容易滋生出對企業(yè)的利益侵占行為。本身應當作為第一大股東監(jiān)督者的第二大股東，在這種有利可圖的情況下很可能會對公司進行“掏空”以滿足自身利益訴求，非國有第二大股東對公司的利益侵占所得可以切實增加自身利益，因而利益侵占行為更為嚴重。但是，非國有第二大股東持股比例較低，在公司中并沒有足夠的影響力，很難獨自達成對公司的利益侵占這一目的。因此，非國有第二大股東對公司的利益侵占只能通過與高管合謀來完成（趙國宇，2017）。而高管與股東合謀對企業(yè)進行利益侵占需要承擔巨大的風險，為了誘使高管與股東聯(lián)合，非國有第二大股東必然直接或間接為高管提供相應的報酬。因此，借鑒申宇和趙靜梅（2016）的研究，我們以前三高管薪酬與總資產(chǎn)之比來衡量高管薪酬（Pay），在乘以10000改變量綱后將其作為高管承擔合謀風險所獲得的回報代理變量。然后，我們將高管薪酬（Pay）與基準回歸的核心解釋變量分別進行交乘后再次回歸。如果存在合謀行為，則基準回歸的核心解釋變量與高管薪酬（Pay）的交乘項應當正顯著?；貧w結果如表10所示，其中列（1）、列（2）、列（3）分別為高管薪酬（Pay）與第二大股東持股比例（Top2）、第二大股東持股比例和第二大股東股權性質的交乘項（Top2×Shtype）、第二大股東的股權性質（Shtype）進行交乘后再回歸的結果。列（1）的結果顯示，高管薪酬與第二大股東持股比例交乘項（Pay×Top2）的系數(shù)為0.001并在1%水平上顯著，說明高管薪酬越高的國有企業(yè)中第二大股東持股比例對其“掏空”行為的影響越顯著。列（2）的結果顯示，高管薪酬、第二大股東持股比例和第二大股東股權性質的交乘項（Pay×Shtype×Top2）的系數(shù)為0.021并在1%水平上顯著，說明高管薪酬越高的國有企業(yè)中存在非國有第二大股東持股比例對其“掏空”行為的影響更顯著。列（3）的結果顯示，高管薪酬與第二大股東股權性質的交乘項（Pay×Shtype）的系數(shù)為0.002并在1%水平上顯著，說明在第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中，高管薪酬越高，非國有第二大股東的“掏空”行為多于國有第二大股東這一結果越顯著?；诖?，我們初步認定非國有第二大股東通過與高管合謀完成其對企業(yè)的利益侵占行為。

（二）高管合謀：在職消費

誠然，高管薪酬能夠在一定程度上補償高管與第二大股東合謀所帶來的風險，但在一個可重復的博弈過程中，高管薪酬作為一種顯性契約，其本身所具備的明確性導致其很容易被委托者、代理者和第三方識別。彈性契約觀表明，作為完全顯性契約的高管薪酬常常面臨被違反和再調整的困境，從而導致契約成本較高（趙國宇，2017）。相比之下，具備不公開性的隱性契約更有可能作為高管承擔風險的補償機制。因此，我們認為非國有第二大股東一方面在顯性契約中增加高管薪酬，另一方面和高管達成隱性契約，最終完成與高管的合謀。為了檢驗這一假說，借鑒陳冬華（2005）的研究，我們將公司年報附注中“支付的其他經(jīng)營活動有關的現(xiàn)金流量”項目下的辦公費、差旅費、業(yè)務及招待費、通訊費、出國培訓費、董事會費、小車費和會議費加總成為高管在職消費數(shù)據(jù)。然后，我們將其用總資產(chǎn)進行標準化用以衡量企業(yè)的第一類代理成本。同樣地，我們將高管在職消費（Perks）與基準回歸的核心解釋變量分別進行交乘后再次回歸。如果存在合謀行為，則基準回歸的核心解釋變量與高管在職消費（Perks）的交乘項應當正顯著。回歸結果如表11所示，其中列（1）、列（2）、列（3）分別為高管薪酬（Pay）與第二大股東持股比例（Top2）、第二大股東持股比例和第二大股東股權性質的交乘項（Top2×Shtype）、第二大股東的股權性質（Shtype）進行交乘后再回歸的結果。列（1）的結果顯示，高管在職消費與第二大股東持股比例交乘項（Perks×Top2）的系數(shù)為14.008并在1%水平上顯著，說明在職消費越高的國有企業(yè)中第二大股東持股比例對其“掏空”行為的影響越顯著。列（2）的結果顯示，高管在職消費、第二大股東持股比例和第二大股東股權性質的交乘項（Perks×Shtype×Top2）的系數(shù)為14.021并在10%水平上顯著，說明在職消費越高的國有企業(yè)中存在非國有第二大股東持股比例對其“掏空”行為的影響更顯著。列（3）的結果顯示，高管在職消費與第二大股東股權性質的交乘項（Perks×Shtype）的系數(shù)為1.168并在10%水平上顯著，說明在第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中，高管在職消費越高，非國有第二大股東的“掏空”行為多于國有第二大股東這一結果越顯著。顯然，國有企業(yè)中非國有第二大股東為了誘使高管與其合謀，不僅在顯性契約中提升了高管的貨幣薪酬，而且與高管達成隱性契約，提高高管的收益和福利，最終達成其“掏空”的目的。

七、進一步分析

（一）信息不對稱程度

機制檢驗表明，第二大股東由于持股比例較少，對公司沒有實際控制權，不能對公司實施足夠的影響，因而為了實施利益侵占行為需要與高管進行合謀配合。顯然，非國有第二大股東與高管的合謀行為會受到企業(yè)信息不對稱程度的影響。當信息不對稱程度較高時，合謀的成本較低，非國有第二大股東的利益侵占行為將更嚴重。反之，當信息不對稱程度較低時，合謀的成本很高，非國有第二大股東很可能放棄利益侵占行為。因此，國有企業(yè)混合所有制改革引入的非國有第二大股東在信息不對稱程度高的企業(yè)中更有可能實施“掏空”行為。為了檢驗這一假說，借鑒Hutton et al（.2009）的研究，我們采用分年度、行業(yè)計算的修正瓊斯模型（Dechow et al.，1995）殘差的絕對值來度量企業(yè)的信息不對稱程度。然后，我們按照年度行業(yè)均值分為信息不對稱程度較高組和信息不對稱程度較低組，分別按照模型（3）進行回歸?；貧w結果如表12所示，其中列（1）為信息不對稱程度較高組的回歸結果，結果顯示第二大股東的股權性質（Shtype）的系數(shù)為0.008，并在5%水平下顯著，說明在信息不對稱程度較高時，第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中，非國有第二大股東的“掏空”顯著多于國有第二大股東。列（2）為信息不對稱程度較低組的回歸結果，結果顯示第二大股東的股權性質（Shtype）的系數(shù)為0.004，在統(tǒng)計意義上不顯著，說明在信息不對稱程度較低時，第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中，第二大股東的股權性質對其利益侵占行為沒有顯著影響。綜上，我們認為信息不對稱程度決定了國有企業(yè)非國有第二大股東與高管合謀的成本多少，當信息不對稱程度較高時，合謀成本較低，非國有第二大股東選擇與高管合謀實現(xiàn)其“掏空”行為;當信息不對稱程度較低時，合謀成本較高，非國有第二大股東將放棄與高管合謀，最終無法實現(xiàn)其“掏空”行為。

（二）市場化程度

考慮到市場化程度不同，第二大股東股權性質對其“掏空”行為的影響可能存在差別。若企業(yè)所處地區(qū)市場化程度較低，則一方面由于市場力量薄弱，無法充分發(fā)揮市場的資源配置作用。在這一背景下，混合所有制改革所引入的非國有股東更有可能“掏空”國有資產(chǎn)。另一方面，市場化程度較低地區(qū)的產(chǎn)權保護制度相對不夠完善，“混改”引入的非國有股東更有動機和能力“掏空”國有資產(chǎn)。為了檢驗這一假說，借鑒張霖琳等（2015）的研究，我們將公司注冊地位于東部地區(qū)省份的企業(yè)劃為市場化程度較高子樣本，公司注冊地位于中部和西部地區(qū)省份的企業(yè)劃為市場化程度較低子樣本，然后分別對兩個子樣本進行基準回歸。同時，為了確保結果的穩(wěn)健性，借鑒王賢彬和黃亮雄（2021）的研究，本文以樊剛市場化指數(shù)衡量企業(yè)所處地區(qū)的市場化程度，然后以其均值為分組依據(jù)進一步分組回歸。具體地，本文以企業(yè)所處地區(qū)的市場化指數(shù)均值進行分組，將所處地區(qū)的市場化指數(shù)在均值以上的企業(yè)劃分為市場化程度較高的企業(yè)，反之則為市場化程度較低的企業(yè)?；貧w結果如表13所示，其中列（1）、（3）為市場化程度較高組的回歸結果，結果顯示第二大股東的股權性質（Shtype）的系數(shù)分別為-0.002和0.003，在統(tǒng)計意義上不顯著，說明市場化程度較高時，在第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中，第二大股東的產(chǎn)權性質對其“掏空”行為沒有顯著影響。列（2）、（4）為市場化程度較低組的回歸結果，結果顯示第二大股東的股權性質（Shtype）的系數(shù)為0.018和0.008，在1%水平下顯著，說明市場化程度較低時，在第二大股東持股比例大于5%的國有企業(yè)中，非國有第二大股東的“掏空”行為顯著多于國有第二大股東。綜上可知，在國有企業(yè)所有者缺位背景下，由于市場化程度較低導致的產(chǎn)權保護制度不完善和較低的資源配置效率，使非國有第二大股東更有動力和能力“掏空”國有企業(yè)。

八、研究結論與政策建議

大股東“掏空”是我國乃至新興市場經(jīng)濟國家公司治理研究中的核心領域之一（鄭國堅等，2013）。隨著國企“混改”的進一步深化，國有企業(yè)中越來越多非國有非控股股東成為大股東，但目前鮮有文獻研究國有企業(yè)中非國有非控股股東在國有股東的代理人缺乏監(jiān)督的情況下是否存在“掏空”行為。本文利用2011-2018年滬深A股國有企業(yè)數(shù)據(jù)，研究了第二大股東的持股比例、股權性質與其“掏空”行為的內(nèi)在聯(lián)系。研究發(fā)現(xiàn)：國有企業(yè)中第二大股東的持股比例越高，其“掏空”行為越嚴重，這種現(xiàn)象在非國有第二大股東中更為顯著，并且在第二大股東持股比例大于5%時，非國有第二大股東的利益侵占行為顯著多于國有第二大股東。在進行了一系列穩(wěn)健性測試之后，該結論依舊成立。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，由于國有企業(yè)非國有第二大股東影響力不足以直接“掏空”公司，因而他們通過與高管合謀提升自身在公司的影響力，進而對公司進行利益侵占。進一步研究表明，信息不對稱程度和市場化程度對國有企業(yè)非國有第二大股東的利益侵占行為有顯著影響，當信息不對稱程度較高時，合謀成本較低，因而非國有第二大股東的“掏空”行為更嚴重;當企業(yè)所處地區(qū)市場化程度較低時，資源配置效率低下、產(chǎn)權保護制度不完善等原因導致非國有第二大股東更容易實施“掏空”行為。

本文的研究對進一步完善國有企業(yè)混合所有制改革、防范改革過程中產(chǎn)生的風險具有一定的理論和現(xiàn)實意義。理論方面，前期文獻研究較多的是控股股東的“掏空”行為，本文在中國情境下，構建非控股股東“掏空”行為的理論框架，系統(tǒng)研究非控股股東的“掏空”行為及其機制，不僅豐富了非控股股東“掏空”行為的研究文獻，拓展了對公司治理中股東利益侵占行為的認識，而且深化了對國有企業(yè)的理論認識。本文的研究揭示了在國有控股的混合所有制企業(yè)中，股東性質的差異導致的非控股股東利益侵占行為不僅從邏輯分析上存在，而且在實踐中也有可能存在的現(xiàn)實?，F(xiàn)實方面，本文的研究將為正在轟轟烈烈實施的國有企業(yè)的混合所有制改革提供理論借鑒和決策依據(jù)。本文研究表明，國有企業(yè)中非國有第二大股東通過與高管合謀對企業(yè)進行“掏空”，同時這種利益侵占行為在信息不對稱程度較高和市場化程度較低的企業(yè)中更為嚴重。因此，在深化國有企業(yè)“混改”的同時要降低企業(yè)信息不對稱程度、進一步加快市場化進程，提升非國有第二大股東與高管合謀的成本，抑制國有企業(yè)非國有第二大股東的利益侵占行為。本文的研究結論對于強化國企“混改”的正面效應、降低國企“混改”產(chǎn)生的負面影響有重要的參考意義。

本文的政策建議是：首先，在推進國有企業(yè)混合所有制改革過程的同時要著力降低企業(yè)的信息不對稱程度，進一步加快市場化進程以提升非國有股東和高管合謀的成本，從而抑制其“掏空”行為;其次，進一步規(guī)范國有資產(chǎn)監(jiān)管，增強國資局和企業(yè)管理層對國有資產(chǎn)的監(jiān)管能力和監(jiān)管意識，提升國有企業(yè)抗風險能力;再其次，大力推進國有企業(yè)信息化建設，利用信息化管理提升國有企業(yè)經(jīng)營管理水平和內(nèi)部信息質量，增加非控股股東合謀成本，防范非國有資本引入伴生的“掏空”風險;最后，要完善國有企業(yè)混合所有制改革的頂層設計，充分認識到“混改”的優(yōu)勢和伴生的風險，形成一套科學的“混改”體系，針對性發(fā)揮“混改”的正面效應，降低“混改”的負面影響。