實(shí)際控制人缺失與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持

田昆儒 李顏蘇 薛坤坤

(1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，天津 300222；2.鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

一、引言

企業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，更是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的微觀基礎(chǔ)(許志勇等，2022)。實(shí)際控制人作為提高上市公司監(jiān)管效率的重要抓手，對(duì)促進(jìn)公司高質(zhì)量發(fā)展具有重要作用。為進(jìn)一步督促實(shí)際控制人切實(shí)履行忠實(shí)勤勉義務(wù)，《中華人民共和國(guó)公司法》《中華人民共和國(guó)證券法》等法律法規(guī)明確了實(shí)際控制人的權(quán)利義務(wù)及行為規(guī)范，包括實(shí)際控制人不得利用關(guān)聯(lián)關(guān)系損害公司利益等。隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的日益成熟、多層次資本市場(chǎng)建設(shè)的推進(jìn)，越來(lái)越多的上市公司宣告為無(wú)實(shí)際控制人。在西方發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)中無(wú)實(shí)際控制人較為常見(jiàn)，且上市公司普遍呈現(xiàn)極度分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)。本文認(rèn)為，無(wú)實(shí)際控制人上市公司數(shù)量增加在一定程度上是我國(guó)資本市場(chǎng)從“新興+轉(zhuǎn)軌”階段向成熟市場(chǎng)過(guò)渡過(guò)程中自然形成的現(xiàn)象，其表現(xiàn)出不同形態(tài)，包括股權(quán)分散型、股東制衡型、控股股東上層無(wú)實(shí)際控制人型等(叢懷挺和劉宏光，2021)。從現(xiàn)有研究看，我國(guó)學(xué)者主要從股權(quán)分散型無(wú)實(shí)際控制人展開(kāi)研究，普遍認(rèn)為無(wú)實(shí)際控制人增加了企業(yè)的治理風(fēng)險(xiǎn)(劉佳偉和周中勝，2021；Du and Ma，2022)。石青梅等(2022)結(jié)合我國(guó)無(wú)實(shí)際控制人且無(wú)控股股東的“雙無(wú)控制”現(xiàn)象，認(rèn)為“雙無(wú)控制”加劇了企業(yè)內(nèi)部控制重大缺陷。由于企業(yè)實(shí)際控制人缺失，各項(xiàng)法律法規(guī)中關(guān)于實(shí)際控制人的重要制度無(wú)法落實(shí)，極易導(dǎo)致無(wú)實(shí)際控制人游離于監(jiān)管之外，引發(fā)無(wú)實(shí)際控制人治理風(fēng)險(xiǎn)。

與此同時(shí)，近年來(lái)上市公司股東、高管大規(guī)模減持事件頻發(fā)，尤其在限售股解禁后，內(nèi)部人輪番高位減持等現(xiàn)象引發(fā)市場(chǎng)熱議。已有研究表明，內(nèi)部人在減持過(guò)程中存在機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，內(nèi)部人的信息壓制行為會(huì)引發(fā)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)我國(guó)證券市場(chǎng)造成不利影響(孫淑偉等，2017)。盡管2017年證監(jiān)會(huì)發(fā)布了《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》，在一定程度上緩解了內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義行為，但仍然存在著機(jī)會(huì)主義減持的亂象。例如，恒瑞醫(yī)藥在2018、2019兩年期間竟發(fā)生了五次大規(guī)模內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持(田正梅，2021)。為進(jìn)一步約束違規(guī)減持行為，證監(jiān)會(huì)于2023年8月27日發(fā)布了關(guān)于“進(jìn)一步規(guī)范股份減持行為”的要求，明確了披露為無(wú)控股股東、實(shí)際控制人的上市公司存在破發(fā)、破凈情形，或者最近三年未進(jìn)行現(xiàn)金分紅、累計(jì)現(xiàn)金分紅金額低于最近三年年均凈利潤(rùn)30%的，第一大股東及其實(shí)際控制人不得通過(guò)二級(jí)市場(chǎng)減持本公司股份的減持要求。從現(xiàn)有關(guān)于內(nèi)部人減持的研究看，主要集中在股東監(jiān)督、制衡等方面。Jensen and Meckling(1976)認(rèn)為股權(quán)集中度越高，對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義行為的約束力越強(qiáng)。股權(quán)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為多個(gè)大股東形式的企業(yè)能夠縮小內(nèi)部人減持套利的空間，降低內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為(羅宏和黃婉，2020)。然而，鮮有文獻(xiàn)從實(shí)際控制人缺失的視角探討無(wú)實(shí)際控制人對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的影響。

鑒于此，本文以2012―2021年滬深A(yù)股非金融上市公司實(shí)際控制人為研究對(duì)象，以?xún)?nèi)部人機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)為切入點(diǎn)，重點(diǎn)考察了無(wú)實(shí)際控制人對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為顯著正相關(guān)，且該結(jié)論在更換樣本期間、調(diào)整樣本范圍、替換關(guān)鍵變量衡量指標(biāo)及內(nèi)生性問(wèn)題等一系列檢驗(yàn)后依舊穩(wěn)健。機(jī)制檢驗(yàn)表明，無(wú)實(shí)際控制人削弱了對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督效力，提高了信息不對(duì)稱(chēng)程度，影響了內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，公司治理水平的提高、法治環(huán)境的改善能夠削弱無(wú)實(shí)際控制人對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的影響。區(qū)分無(wú)實(shí)際控制人類(lèi)型后發(fā)現(xiàn)，無(wú)實(shí)際控制人存在控股股東時(shí)，內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)更多。

本文的研究貢獻(xiàn)主要集中在以下三方面：(1)基于內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持視角，拓展了實(shí)際控制人缺失方面的研究?，F(xiàn)有關(guān)于無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)的研究主要從企業(yè)成長(zhǎng)性、創(chuàng)新、審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)、投資者保護(hù)、高管薪酬等方面展開(kāi)，本文深入剖析了無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人“盤(pán)踞效應(yīng)”所引發(fā)的公司內(nèi)部治理、委托代理問(wèn)題，豐富了無(wú)實(shí)際控制人經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。(2)以企業(yè)無(wú)實(shí)控人為切入點(diǎn)，關(guān)注內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為。目前關(guān)于內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的文獻(xiàn)，大多從大股東監(jiān)督、制衡角度進(jìn)行探討。本文結(jié)合我國(guó)部分上市公司無(wú)實(shí)際控制人這一現(xiàn)象，從監(jiān)督效應(yīng)、信息優(yōu)勢(shì)的角度考察無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義行為的變化，進(jìn)一步豐富了內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的相關(guān)文獻(xiàn)。(3)結(jié)論具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。一方面，本文揭示了企業(yè)在無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人存在的機(jī)會(huì)主義行為，對(duì)有效約束我國(guó)內(nèi)部人減持亂象具有重要啟示意義；另一方面，本文有助于外部投資者從內(nèi)部人行為視角更深入地了解無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)存在的治理風(fēng)險(xiǎn)，為進(jìn)一步完善無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)的監(jiān)管提供了新的思路。

二、制度背景

我國(guó)資本市場(chǎng)建立初期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展正處于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段，在當(dāng)時(shí)特定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境背景下，證券市場(chǎng)中流通股和非流通股并存，造成上市公司普遍存在“一股獨(dú)大”現(xiàn)象。高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)偏離了資本市場(chǎng)中主流的公司治理模式，大股東行為難以得到有效約束，時(shí)常出現(xiàn)大股東濫用控制權(quán)侵害中小股東利益的現(xiàn)象。為彌補(bǔ)和完善歷史制度不足，適應(yīng)資本市場(chǎng)發(fā)展的新形勢(shì)，我國(guó)啟動(dòng)股權(quán)分置改革，上市公司的股份分配模式逐漸形成由股權(quán)集中化向股權(quán)分散化轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)，后續(xù)逐漸出現(xiàn)了上市公司無(wú)實(shí)際控制人現(xiàn)象。

2005年我國(guó)首次將“實(shí)際控制人”概念納入《公司法》，并明確了實(shí)際控制人是通過(guò)投資關(guān)系、協(xié)議或者其他安排，能夠?qū)嶋H支配公司行為的人，無(wú)實(shí)際控制人則意味著上市公司不存在明確的實(shí)際控制主體。對(duì)于無(wú)實(shí)際控制人的認(rèn)定，《公司法》并沒(méi)有給出明確的概念界定，一般根據(jù)《上市公司收購(gòu)管理辦法》中不滿(mǎn)足上市公司對(duì)實(shí)際控制人的認(rèn)定來(lái)判斷是否為無(wú)實(shí)際控制人，若同時(shí)滿(mǎn)足以下條件：股權(quán)結(jié)構(gòu)分散，不存在持股50%以上的控股股東；不存在實(shí)際支配公司股份表決權(quán)超過(guò)30%的情況；單個(gè)股東無(wú)法控制股東大會(huì)；單個(gè)董事無(wú)法控制董事會(huì)；股東間無(wú)一致行動(dòng)協(xié)議；單個(gè)董事、高級(jí)管理人員無(wú)法支配公司重大財(cái)務(wù)和經(jīng)營(yíng)決策(王曄等，2021)，同時(shí)基于公司的實(shí)際情況判斷，可以認(rèn)定企業(yè)“不存在擁有公司控制權(quán)的人或者公司控制權(quán)的歸屬難以判斷”或“無(wú)實(shí)際控制人”。實(shí)踐中大多數(shù)企業(yè)由于股權(quán)結(jié)構(gòu)的變化導(dǎo)致企業(yè)從“有主”變“無(wú)主”，還有部分企業(yè)在IPO時(shí)直接被認(rèn)定為無(wú)實(shí)際控制人。據(jù)統(tǒng)計(jì)，解除一致行動(dòng)人關(guān)系、原實(shí)際控制人直接或間接減持、定增稀釋股權(quán)、換屆選舉導(dǎo)致管理層變更以及IPO前股權(quán)分散是導(dǎo)致“無(wú)主”現(xiàn)象產(chǎn)生的主要原因。

為更直觀地呈現(xiàn)無(wú)實(shí)際控制人上市公司數(shù)量的變化，本文統(tǒng)計(jì)了從2012年起無(wú)實(shí)際控制人上市公司數(shù)量。如表1所示，2012―2021年無(wú)實(shí)際控制人上市公司數(shù)量呈上升趨勢(shì)，從2012年的59家增加至2021年的217家。主板中無(wú)實(shí)際控制人數(shù)量從2012年的47家增加至2021年的136家，總體呈現(xiàn)穩(wěn)定增長(zhǎng)趨勢(shì)。創(chuàng)業(yè)板、科創(chuàng)板及北交所上市公司中無(wú)實(shí)際控制人數(shù)量從2012年的12家增加至2021年的81家。其中，2012―2018年整體保持穩(wěn)定增長(zhǎng)的趨勢(shì)，2019年注冊(cè)制的實(shí)施促使更多企業(yè)選擇分拆上市，疊加了企業(yè)自身股權(quán)結(jié)構(gòu)的分散，導(dǎo)致無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)數(shù)量大幅上升。

表1 無(wú)實(shí)際控制人上市公司數(shù)量

三、理論分析與研究假設(shè)

從理論上講，內(nèi)部人減持主要受股東監(jiān)督和信息優(yōu)勢(shì)兩方面的影響(羅宏和黃婉，2020；李琳等，2017)。一方面，對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督意識(shí)、監(jiān)督效力，直接影響內(nèi)部人利益實(shí)現(xiàn)的可能性；另一方面，內(nèi)部人在企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理中參與程度較深，信息優(yōu)勢(shì)加劇了內(nèi)部人選擇性減持的動(dòng)機(jī)。因此，本文從監(jiān)督效應(yīng)及信息優(yōu)勢(shì)兩方面探討無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持之間的關(guān)系。

(一)無(wú)實(shí)際控制人、監(jiān)督作用與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持

相比存在實(shí)際控制人的企業(yè)，無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)由于缺乏對(duì)內(nèi)部人行為的有效監(jiān)督與制約，內(nèi)部人代理問(wèn)題往往更加嚴(yán)重(劉佳偉和周中勝，2021)。本文認(rèn)為無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下，實(shí)際控制人的監(jiān)督缺位弱化了對(duì)企業(yè)內(nèi)部人行為的監(jiān)督，加劇內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持。一方面，無(wú)實(shí)際控制人一般表現(xiàn)為數(shù)量相當(dāng)多且持股比例較為接近的眾多股東持股(干勝道等，2020)，股權(quán)結(jié)構(gòu)相對(duì)分散，形成了多個(gè)中小股東共同治理的模式。雖然股東共同治理模式形成了有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)，但也降低了中小股東監(jiān)督內(nèi)部人的意愿和能力(吳建祥和李秉祥，2019)，無(wú)法對(duì)企業(yè)形成有效的控制和制約。無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)常常導(dǎo)致企業(yè)“群龍無(wú)首”下股東們“搭便車(chē)”心態(tài)。受到多個(gè)股東責(zé)任分散效應(yīng)的影響，股東之間相互推諉責(zé)任，導(dǎo)致股東對(duì)內(nèi)部人的監(jiān)督力量相對(duì)薄弱，提高了企業(yè)內(nèi)部人與股東之間的代理問(wèn)題，內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為增加。另一方面，基于監(jiān)督效力的視角，無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人代替實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)保持著高度控制，公司權(quán)力逐漸從“股東大會(huì)中心主義”向“董事會(huì)中心主義”讓渡。隨著股東大會(huì)權(quán)力的削弱以及內(nèi)部人權(quán)力的增強(qiáng)，內(nèi)部人既享有“權(quán)力獨(dú)立”又享有“最終決定權(quán)”，導(dǎo)致股東對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督機(jī)制失效。內(nèi)部人在無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)的長(zhǎng)期盤(pán)踞，削弱了股東對(duì)內(nèi)部人的監(jiān)督力量和監(jiān)督效力，也會(huì)使內(nèi)部人與所有者追求的財(cái)務(wù)目標(biāo)偏離(干勝道等，2020)，產(chǎn)生更為頻繁的機(jī)會(huì)主義減持行為。

(二)無(wú)實(shí)際控制人、信息優(yōu)勢(shì)與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持

內(nèi)部人往往能提前掌握公司兼并重組、發(fā)展前景等重大信息(鄧康橋，2013)，并且運(yùn)用信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行擇時(shí)交易獲取超額報(bào)酬(李琳等，2017)。企業(yè)處于無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)，增加了企業(yè)潛在并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)，尤其是以險(xiǎn)資舉牌為典型特征的敵意并購(gòu)及外部接管威脅，提升了管理層對(duì)短期業(yè)績(jī)波動(dòng)的敏感性和機(jī)會(huì)主義行為的利益實(shí)現(xiàn)。當(dāng)企業(yè)陷入控制權(quán)爭(zhēng)奪時(shí)，內(nèi)部人作為擁有足夠信息優(yōu)勢(shì)的理性經(jīng)濟(jì)人，能夠利用其對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)前景判斷、影響企業(yè)股價(jià)波動(dòng)重大事件判斷的信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行選擇性交易(Piotroski and Roulstone，2005)，內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為增加。同時(shí)，企業(yè)在經(jīng)歷控制權(quán)爭(zhēng)奪后，新的第一大股東習(xí)慣于我國(guó)上市公司“一股獨(dú)大”的治理模式，出現(xiàn)“血洗”董事會(huì)的現(xiàn)象(鄭志剛，2017)，降低了內(nèi)部人職業(yè)安全感。內(nèi)部人預(yù)期到可能面臨的接管威脅時(shí)，作為掌握企業(yè)信息優(yōu)勢(shì)的群體，內(nèi)部人會(huì)通過(guò)減持的方式維護(hù)自身利益。因此，無(wú)實(shí)際控制人極易引發(fā)股權(quán)爭(zhēng)奪，提高了內(nèi)部人感知環(huán)境的不確定性，內(nèi)部人利用信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行機(jī)會(huì)主義減持的行為增多。

綜上分析，無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下，對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督缺位以及內(nèi)部人信息優(yōu)勢(shì)是影響其機(jī)會(huì)主義減持動(dòng)機(jī)的主要因素。具體而言，內(nèi)部人的自由裁量權(quán)在無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)膨脹，弱化了股東對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督效力，內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為更頻繁；同時(shí)，無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下，股權(quán)爭(zhēng)奪更易誘發(fā)內(nèi)部人利用信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行機(jī)會(huì)主義減持。基于以上分析，本文提出研究假設(shè)：

H1：無(wú)實(shí)際控制人公司的內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持更加頻繁。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2012―2021年滬深A(yù)股非金融上市公司為初始樣本，并刪除了ST和*ST及數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。上市公司是否屬于無(wú)實(shí)際控制人主要通過(guò)翻閱上市公司公布的年度報(bào)告獲得；內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)，以上市公司董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員為內(nèi)部人研究對(duì)象；為了排除內(nèi)部人常規(guī)減持及內(nèi)部人未投機(jī)獲利的影響，剔除了內(nèi)部人通過(guò)大宗交易和協(xié)議轉(zhuǎn)讓股票數(shù)據(jù)以及股權(quán)激勵(lì)實(shí)施數(shù)據(jù)。其他主要財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自于國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)及萬(wàn)得(Wind)數(shù)據(jù)庫(kù)。為消除極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理，最終獲得19196個(gè)公司-年度觀測(cè)值，根據(jù)后續(xù)的研究?jī)?nèi)容，觀測(cè)值將會(huì)在各部分有所差異。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持。對(duì)于內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持，通常以?xún)?nèi)部人減持后的超?；貓?bào)作為衡量標(biāo)準(zhǔn)(陸超等，2023)。本文借鑒羅宏和黃婉(2020)、吳育輝和吳世農(nóng)(2010a)的研究方法，采用事件研究法，以減持公告日為基準(zhǔn)日，事件窗口為交易日及之后30個(gè)工作日，即[0,+30]，估計(jì)期由基準(zhǔn)日之前的150個(gè)工作日至減持前31個(gè)工作日組成，即[-150,-31]，采用標(biāo)準(zhǔn)的市場(chǎng)模型計(jì)算異?；貓?bào)。若內(nèi)部人每一筆減持交易能夠預(yù)測(cè)未來(lái)一個(gè)月股票回報(bào)為負(fù)的，確認(rèn)為機(jī)會(huì)主義減持。將上市公司內(nèi)部人的每一筆機(jī)會(huì)主義減持交易在公司-年度層面進(jìn)行匯總，計(jì)算合計(jì)的內(nèi)部人減持金額(Sell)以及合計(jì)的減持次數(shù)(Stimes)，并分別對(duì)其作對(duì)數(shù)處理。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為無(wú)實(shí)際控制人(Non)，根據(jù)上市公司年報(bào)披露是否存在實(shí)際控制人進(jìn)行界定。年報(bào)中明確指出實(shí)際控制人的賦值為0，表示企業(yè)存在明確的實(shí)際控制人；反之則為無(wú)實(shí)際控制人賦值為1，表示企業(yè)當(dāng)年處于實(shí)際控制人缺失狀態(tài)。

3.控制變量

本文參考以往關(guān)于內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的相關(guān)研究(羅宏和黃婉，2020；吳育輝和吳世農(nóng)，2010a)，并結(jié)合上市公司股權(quán)特征，構(gòu)建了一系列控制變量。企業(yè)特征層面包括公司規(guī)模(Size)、公司財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、公司盈利能力(Roa)、內(nèi)部人持股變動(dòng)(Mhold)、是否發(fā)放現(xiàn)金股利(Cadiv)、股票收益波動(dòng)性(Sdret)、上市公司年齡(Age)，公司治理層面包括董事會(huì)規(guī)模(Board)、第一大股東持股比例(Top1)、分析師跟蹤(Analyst)。其他影響內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的變量包括盈余管理(Da)、送股比例(Gr)、轉(zhuǎn)股比例(Cr)。此外，考慮到外部環(huán)境和行業(yè)因素可能對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持帶來(lái)的影響，模型還納入了年度(Year)和行業(yè)(Indus)虛擬變量。

主要變量定義如表2所示。

表2 主要變量定義

(三)研究模型

本文主要研究無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持之間的關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

本文重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)α1的符號(hào)以及顯著水平，若α1顯著為正，表明無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為增加；若α1顯著為負(fù)，表明無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為減少。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與單變量分析結(jié)果。由表3中A欄可知，樣本公司內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額(Sell)的均值為3.498，最小值和最大值分別為0和18.702，標(biāo)準(zhǔn)差為6.325；內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)(Stimes)的樣本均值為0.332，最小值和最大值分別為0和2.833，表明樣本公司中普遍存在內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的現(xiàn)象，且公司之間內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為存在較大差異，與已有文獻(xiàn)結(jié)果相似。Non反映了上市公司實(shí)際控制人缺失情況，其樣本均值為0.050，表明無(wú)實(shí)際控制人樣本占全部樣本的5%，無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)數(shù)量偏低。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果均處于正常范圍內(nèi)。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)與單變量分析

為進(jìn)一步驗(yàn)證無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持之間的關(guān)系，本文進(jìn)行了組間均值差異檢驗(yàn)，結(jié)果如表3中B欄所示，存在實(shí)際控制人組的內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額(Sell)的均值比無(wú)實(shí)際控制人組低1.647；存在實(shí)際控制人組的內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)(Stimes)的均值比無(wú)實(shí)際控制人組低0.150，t檢驗(yàn)結(jié)果顯示兩組均值均在1%水平上存在顯著差異。此外，本文還統(tǒng)計(jì)了各主要變量之間的相關(guān)性，其中，無(wú)實(shí)際控制人(Non)與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額(Sell)的Spearman相關(guān)系數(shù)為0.056，Pearson相關(guān)系數(shù)為0.057，且均在1%水平上顯著；無(wú)實(shí)際控制人(Non)與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)(Stimes)之間的Spearman相關(guān)系數(shù)為0.054，Pearson相關(guān)系數(shù)為0.049，且均在1%水平上顯著，初步驗(yàn)證了本文假設(shè)H1。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持

表4為無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持之間的回歸結(jié)果。列(1)(2)顯示了在不考慮控制變量的情況下無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額(Sell)、減持次數(shù)(Stimes)之間的關(guān)系，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)分別為1.161、0.102，且均在1%水平上顯著。進(jìn)一步考慮了時(shí)間和行業(yè)影響因素后的回歸結(jié)果如列(3)(4)所示，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)分別為1.020、0.086，且均在1%水平上顯著。表4的回歸結(jié)果表明，相對(duì)于存在實(shí)際控制人而言，無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)中內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額更大，機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)更加頻繁，驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)H1。

表4 無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換樣本期間

考慮到我國(guó)于2007年開(kāi)始實(shí)行的新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)上市公司年度報(bào)告中的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)具有較大影響，實(shí)施準(zhǔn)則前后的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)對(duì)比度較低，因此，本文將樣本期調(diào)整為2007―2021年，并重新進(jìn)行回歸。表5列(1)(2)為重新回歸后的結(jié)果，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)分別為1.147與0.098，均在1%水平上顯著，與前文結(jié)論一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：更換樣本期間、調(diào)整樣本范圍、更換解釋變量衡量方式

2.調(diào)整樣本范圍

創(chuàng)業(yè)板一般為創(chuàng)業(yè)型企業(yè)、中小企業(yè)和高科技企業(yè)，在上市門(mén)檻、監(jiān)管制度、信息披露、交易者條件、投資風(fēng)險(xiǎn)等方面和主板市場(chǎng)有較大區(qū)別。同時(shí)，相較于主板的上市公司而言，創(chuàng)業(yè)板公司規(guī)模小、投資風(fēng)險(xiǎn)大、股價(jià)易操縱，誘發(fā)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為的可能性更大。因此，本文剔除創(chuàng)業(yè)板樣本公司，只保留主板數(shù)據(jù)重新回歸，結(jié)果如表5列(3)(4)所示。對(duì)于內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額(Sell)，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)為1.008；對(duì)于內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)(Stimes)，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)為0.103，均在1%水平上顯著，研究結(jié)論不變。

3.更換無(wú)實(shí)際控制人衡量方式

考慮到無(wú)實(shí)際控制人概念被引入我國(guó)的時(shí)間尚短，對(duì)無(wú)實(shí)際控制人概念的確認(rèn)及無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)的認(rèn)定并未形成統(tǒng)一結(jié)論。因此，本文根據(jù)上市公司股權(quán)控制鏈重新界定樣本公司是否屬于無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)，并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5列(5)(6)所示。無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)分別為0.739與0.076，均在5%水平上顯著，與前文結(jié)論一致。

4.內(nèi)生性處理

上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持之間的關(guān)系可能會(huì)受到樣本選擇偏差、互為因果的影響，并影響回歸結(jié)果。因此，本文采用傾向得分匹配法(PSM)和工具變量法(IV-2SLS)來(lái)緩解可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。

首先，為緩解樣本選擇偏差帶來(lái)的影響，本文根據(jù)上市公司是否存在實(shí)際控制人將樣本公司分為存在實(shí)際控制人組和無(wú)實(shí)際控制人組，樣本公司無(wú)實(shí)際控制人的為處理組，取值為1，否則為控制組，取值為0。由于股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部人減持之間的關(guān)系最有可能受到公司治理變量以及企業(yè)特征的影響，因此，本文借鑒Du and Ma(2022)的研究，選取財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、盈利能力(Roa)、內(nèi)部人持股變動(dòng)(Mhold)、股票收益波動(dòng)性(Sdret)、公司年齡(Age)、分析師跟蹤(Analyst)、盈余管理(Da)、獨(dú)立董事比例(Indep)、高管持股(Mshare)、審計(jì)質(zhì)量(Big4)、營(yíng)收規(guī)模(Growth)、現(xiàn)金流比率(Cashflow)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inst)、兩職合一(Dual)作為配對(duì)變量，分別采用1:1、1:4有放回近鄰匹配法及核匹配法為處理組匹配，并采用配對(duì)后的樣本重新進(jìn)行多元回歸。表6報(bào)告了基于PSM法1:1、1:4及核匹配的回歸結(jié)果，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，與前文研究結(jié)論一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：內(nèi)生性處理(傾向得分匹配法)

其次，為緩解可能存在互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用兩階段工具變量法檢驗(yàn)兩者之間的關(guān)系。根據(jù)上市公司所在城市-年度以股權(quán)變更形式并購(gòu)的次數(shù)(Iv-city)作為無(wú)實(shí)際控制人的工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。該工具變量與企業(yè)實(shí)際控制人股權(quán)變更有關(guān)，直接影響了企業(yè)是否成為無(wú)實(shí)際控制人，滿(mǎn)足相關(guān)性；該工具變量與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持無(wú)關(guān)，只能通過(guò)無(wú)實(shí)際控制人影響內(nèi)部人交易。內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持主要受到企業(yè)實(shí)際控制人的影響，與企業(yè)所在城市-年度股權(quán)變更形式并購(gòu)的次數(shù)無(wú)關(guān)，滿(mǎn)足外生性。表7列(1)為第一階段的回歸結(jié)果，表明工具變量(Iv-city)與無(wú)實(shí)際控制人(Non)顯著正相關(guān)。列(2)(3)是第二階段回歸結(jié)果，在控制了可能的內(nèi)生性問(wèn)題后，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)依舊顯著為正，再一次驗(yàn)證了本文的研究結(jié)果。該工具變量?jī)呻A段最小二乘法中Kleibergen-Paap rkLM統(tǒng)計(jì)量值在1%水平上顯著，拒絕工具變量識(shí)別不足的假設(shè)；Cragg-Donald WaldF值大于Stock-Yogo弱工具變量識(shí)別F檢驗(yàn)在10%的臨界水平，因此不存在弱工具變量的問(wèn)題。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：內(nèi)生性處理(工具變量法)

(三)機(jī)制檢驗(yàn)

基于研究假設(shè)的理論分析認(rèn)為，上市公司處于無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)削弱了對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督并加重企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)程度，影響內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為。因此，本文主要通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)監(jiān)督效應(yīng)與信息優(yōu)勢(shì)在無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持之間發(fā)揮的傳導(dǎo)機(jī)制，主要借鑒陳作華等(2022)的研究方法檢驗(yàn)無(wú)實(shí)際控制人對(duì)監(jiān)督效應(yīng)與信息優(yōu)勢(shì)的影響。

1.監(jiān)督效應(yīng)路徑

無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)放松了對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督，加劇了內(nèi)部人與股東之間的代理沖突，內(nèi)部人可能犧牲股東利益來(lái)?yè)Q取自身利益(吳育輝和吳世農(nóng)，2010b)。本文借鑒李曉艷等(2023)的研究，從代理成本角度檢驗(yàn)無(wú)實(shí)際控制人對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的中介效應(yīng)，并參照李小榮和張瑞君(2014)的做法，采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(營(yíng)業(yè)收入/資產(chǎn)總額)來(lái)衡量股東與管理層之間的代理成本(Ac)，該值越大代表股東與管理層之間的代理問(wèn)題越嚴(yán)重，即代理成本越高。表8列(1)匯報(bào)了基于監(jiān)督效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)為0.055，且在1%水平上顯著，表明無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)削弱了對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督，內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額更大、機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)更多。

2.信息優(yōu)勢(shì)路徑

無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下易引發(fā)控制權(quán)爭(zhēng)奪，同時(shí)，股權(quán)紛爭(zhēng)會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化內(nèi)部人的信息優(yōu)勢(shì)，加劇了其機(jī)會(huì)主義減持行為。本文借鑒辛清泉等(2014)的研究，通過(guò)盈余質(zhì)量、信息披露考評(píng)指數(shù)、分析師盈余預(yù)測(cè)和審計(jì)師角度，構(gòu)建信息透明度(Asy)指標(biāo)對(duì)公司信息透明度進(jìn)行衡量，該值越大代表企業(yè)信息透明度越高，即內(nèi)部人信息優(yōu)勢(shì)越弱。表8列(2)匯報(bào)了基于信息優(yōu)勢(shì)路徑的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，無(wú)實(shí)際控制人(Non)的回歸系數(shù)為-0.006，且在10%水平上顯著，表明無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下，企業(yè)信息透明度較低，內(nèi)部人具有更強(qiáng)的信息優(yōu)勢(shì)，從而影響內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為。

六、進(jìn)一步分析

(一)無(wú)實(shí)際控制人、內(nèi)部治理與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持

面對(duì)不同類(lèi)型的代理沖突，公司治理的有效性往往表現(xiàn)出顯著差異(Lei et al.，2013)，內(nèi)部人的行為選擇同樣也具有差異性。公司治理水平薄弱會(huì)導(dǎo)致內(nèi)部人更可能凌駕于企業(yè)內(nèi)部控制制度之上，盈余變化受到管理者操縱的概率增大(Fama，1980)，增加了內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義行為的傾向。相對(duì)而言，公司治理水平較高的企業(yè)，既能夠有效發(fā)揮各職能部門(mén)的權(quán)力和義務(wù)，又能使各職能部門(mén)之間相互制約牽制，及時(shí)發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人可能存在的機(jī)會(huì)主義行為。隨著公司治理水平的提升，管理者與股東之間的信息不對(duì)稱(chēng)(Bhojraj and Sengupta，2003)能顯著降低。特別是在無(wú)實(shí)際控制人的情況下，良好的公司治理水平能夠幫助企業(yè)穩(wěn)定控制權(quán)，加強(qiáng)信息披露制度的執(zhí)行力度，規(guī)范內(nèi)部人行為。因此，本文推測(cè)公司治理水平的提高能夠削弱無(wú)實(shí)際控制人對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的影響。

為驗(yàn)證上述推斷，本文借鑒周宏等(2018)的做法，選擇董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一、獨(dú)董占比、董事會(huì)持股比例、高管持股比例、第一大股東持股比例、董事會(huì)規(guī)模、監(jiān)事會(huì)規(guī)模以及前三位高管薪酬總和，利用主成分分析法來(lái)構(gòu)建公司治理水平指標(biāo)(Gov)，該指標(biāo)數(shù)值越大則說(shuō)明公司治理質(zhì)量越高，并在模型(1)中分別加入Gov、Gov和Non的交乘項(xiàng)(Gov×Non)。表9列(1)(2)為回歸結(jié)果，Gov和Non的交乘項(xiàng)(Gov×Non)的系數(shù)分別為-0.455、-0.066，且均至少在10%水平上顯著為負(fù)，表明公司治理水平的提高可以有效減少無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持行為。

表9 內(nèi)部治理、外部治理環(huán)境的影響

(二)無(wú)實(shí)際控制人、外部治理與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持

內(nèi)外部治理的有效結(jié)合，能夠最大程度發(fā)揮公司治理效力。內(nèi)部治理機(jī)制與外部治理存在替代作用(李姝等，2018)，外部治理機(jī)制在內(nèi)部治理水平較高時(shí)能夠進(jìn)一步強(qiáng)化公司治理質(zhì)量，在內(nèi)部治理機(jī)制無(wú)法有效發(fā)揮時(shí)，則可以彌補(bǔ)內(nèi)部治理失靈引起的公司治理質(zhì)量下降的問(wèn)題。法治環(huán)境被認(rèn)為是一種有效的外部監(jiān)督形式，對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義行為起到良好的抑制作用(陸超等，2023)。企業(yè)外部法治環(huán)境較差，通常意味著投資者保護(hù)程度較弱，內(nèi)部人違規(guī)交易的成本較低，增強(qiáng)了內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義行為的動(dòng)機(jī)。相反，企業(yè)所處的外部法治環(huán)境越好，法治對(duì)公司的監(jiān)督作用越強(qiáng)(李春濤等，2021)，提高了企業(yè)信息透明度，內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義行為得到一定的抑制。因此，本文推測(cè)良好的法治環(huán)境能夠削弱無(wú)實(shí)際控制人對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的影響。

為驗(yàn)證上述推斷，本文根據(jù)王小魯?shù)?2021)編制的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告2021)》中的市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)，并借鑒解學(xué)梅和朱琪瑋(2021)的研究，通過(guò)計(jì)算各省份平均年度增長(zhǎng)率的方法推算出各省份2021年的市場(chǎng)化指數(shù)，用以衡量所在地區(qū)的法治環(huán)境(Legal)。當(dāng)上市公司所在地區(qū)的法治環(huán)境大于年度-行業(yè)中位數(shù)時(shí)，取值為1，否則為0，并在模型(1)中分別加入Legal、Legal和Legal的交乘項(xiàng)(Legal×Non)。表9列(3)(4)的被解釋變量分別為內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額(Sell)、減持次數(shù)(Stimes)，Legal和Non的交乘項(xiàng)(Legal×Non)的系數(shù)分別為-0.634、-0.076，且均在10%水平上顯著為負(fù)，表明良好的法治環(huán)境能夠強(qiáng)化外部監(jiān)督，削弱了無(wú)實(shí)際控制人對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的影響，驗(yàn)證了本文的推斷。

(三)無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持：基于控股股東的影響

不同類(lèi)型的無(wú)實(shí)際控制人可能表現(xiàn)出不同的利益動(dòng)機(jī)，本文結(jié)合無(wú)實(shí)際控制人的股權(quán)結(jié)構(gòu)特征，討論無(wú)實(shí)際控制人是否存在控股主體對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的影響。通過(guò)查閱宣稱(chēng)無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)的年度報(bào)告發(fā)現(xiàn)，無(wú)實(shí)際控制人的直接股東并非完全呈現(xiàn)股權(quán)分散的結(jié)構(gòu)，部分無(wú)實(shí)際控制人存在控股股東，且因控股股東屬于無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)，從而宣稱(chēng)自己為無(wú)實(shí)際控制人。該類(lèi)型的無(wú)實(shí)際控制人通常存在明確的控股主體，并表現(xiàn)出母公司與子公司或者子公司與子公司之間交叉持股的特征。無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)的控股股東面臨嚴(yán)重的監(jiān)督缺位，卻具備控股股東的股權(quán)優(yōu)勢(shì)。那么，控股股東在無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義行為發(fā)揮“合謀效應(yīng)”抑或“監(jiān)督效應(yīng)”？

本文結(jié)合實(shí)踐將無(wú)實(shí)際控制人(Non1)樣本進(jìn)行細(xì)分，按照其是否存在控股股東劃分為存在控股股東的無(wú)實(shí)際控制人，取值為1；不存在控股股東的無(wú)實(shí)際控制人，取值為0，檢驗(yàn)無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下是否存在控股股東對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持產(chǎn)生的差異性影響?；貧w結(jié)果如表10所示，無(wú)實(shí)際控制人(Non1)與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)(Stimes)之間的相關(guān)性在10%水平上顯著為正，與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持金額(Sell)之間不存在顯著相關(guān)性。這說(shuō)明企業(yè)在無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下，控股股東與內(nèi)部人之間存在“合謀效應(yīng)”，內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持更加頻繁。

表10 無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持：基于控股股東的影響

七、結(jié)論與建議

本文以2012―2021年A股非金融上市公司為研究樣本，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)了無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下企業(yè)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的變化情況。研究發(fā)現(xiàn)：第一，無(wú)實(shí)際控制人與內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持顯著正相關(guān)，并且在考慮相關(guān)內(nèi)生性問(wèn)題后該研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。第二，在影響機(jī)理方面，無(wú)實(shí)際控制人通過(guò)弱化股東對(duì)內(nèi)部人行為的監(jiān)督作用、加劇內(nèi)部人信息優(yōu)勢(shì)，影響內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持。第三，公司內(nèi)部治理水平及外部法治環(huán)境水平的提升能顯著削弱無(wú)實(shí)際控制人對(duì)內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持的影響；進(jìn)一步區(qū)分無(wú)實(shí)際控制人類(lèi)型后發(fā)現(xiàn)，無(wú)實(shí)際控制人存在控股股東的情況下內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)更多。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：第一，加強(qiáng)無(wú)實(shí)際控制人監(jiān)管對(duì)完善公司治理、促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。鑒于實(shí)際控制人缺位增加了追責(zé)難度，建議監(jiān)管部門(mén)加強(qiáng)對(duì)無(wú)實(shí)際控制人的細(xì)化分類(lèi)，明確無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)；同時(shí)，對(duì)無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)實(shí)行更嚴(yán)格的減持要求，加大對(duì)無(wú)實(shí)際控制人狀態(tài)下違規(guī)減持的打擊力度。第二，本文研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部治理水平及外部法治環(huán)境水平的提升能有效制約內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義傾向。無(wú)實(shí)際控制人企業(yè)應(yīng)建立有效和完善的公司治理機(jī)制，預(yù)防和避免實(shí)際控制人缺失造成被惡意并購(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)；同時(shí)，進(jìn)一步加強(qiáng)法制水平建設(shè)，利用法律制度環(huán)境約束內(nèi)部人短視行為，減少內(nèi)部人機(jī)會(huì)主義減持。 ■

[基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“董事會(huì)權(quán)力結(jié)構(gòu)、決策類(lèi)型與企業(yè)投資效率研究”(項(xiàng)目編號(hào)：72002205)]