异质机构、企业性质与关联交易

李文华，冯照桢

（西安交通大学经济与金融学院，陕西西安 710061）

异质机构、企业性质与关联交易

李文华，冯照桢

（西安交通大学经济与金融学院，陕西西安 710061）

基于2007－2009年3618家A股上市公司数据，本文从关联交易密度和关联交易频率两个维度对机构持股、企业性质和关联交易之间的关系进行了实证研究。结果发现:机构持股对企业关联交易的抑制作用并不显著，这种不显著性主要归因于证券投资基金;不同性质的机构对企业关联交易的抑制作用不同，其中证券投资基金对企业关联交易基本不存在抑制作用，而险资和合格的境外机构投资者则相反;企业性质对异质机构和关联交易间的关系有显著的调节作用，民营上市公司中机构投资者的抑制作用要强于国有上市公司。

异质机构;企业性质;关联交易

一、引 言

在上市企业的财务和经营决策中，关联方之间转移资源、劳务或义务的行为对公司业绩有重要影响。尽管有学者认为关联方进行关联交易有助于维持公司的上市资格［1－2］，实现资源共享和再分配［3］，弥补市场失灵等［4］;但更多研究表明，关联交易的目的主要在于转移上市公司利润，进行盈余管理［5－7］，从而严重侵害了中小股东的利益［8］。企业关联交易的发生情况受到诸如经济制度、法制体系和企业结构［9］，控股股东的持股比例［10］以及集团持股状况［11］等多种因素的影响。王琨和肖星［12］研究还表明，作为一项重要的公司制度安排，机构投资者对上市公司的关联交易存在重要影响。

据Wind数据库的统计，截止到2009年12月，各类机构投资者已持有A股流通市值的64.77%，82%的上市公司有机构投资者持股，其平均持股比例为8.37%。令人遗憾的是，国外学者对关联交易

的研究多集中在分析关联交易的成因及对公司价值的影响方面［13，7］，鲜有文献对机构投资者的存在是否对关联交易产生影响，以及这种影响是否因机构投资者的不同而不同等问题进行考察。国内文献研究发现，前十大股东中存在机构投资者的上市公司被关联方占用的资金显著少于其他公司，机构投资者存在积极的治理效果［12］，持股比例超过10%的控股股东数目增加会降低关联交易的发生金额和概率［8］。但上述研究并没有对机构投资者进行分类研究，事实上，不同的机构投资者具有不同的公司治理效应［14－15］，一概而论的研究思路难以理清不同机构投资者的作用差异性;其次，由于我国上市公司的大股东性质复杂且国有或民营大股东“一股独大”现象较为普遍，机构治理的作用发挥也面临诸多限制。因此如何结合中国的公司治理实践，对如下三个问题进行探讨显得很有必要:第一，机构投资者与我国上市公司的关联交易之间有着何种关系?第二，企业性质对于这种关系是否存在调节作用?第三，不同类型的机构投资者对我国上市公司关联交易的影响是否不同?

本文主要内容安排如下:第二部分在对相关文献进行述评的基础上，提出待证假说;第三部分是本文的研究设计，主要介绍变量设置、样本选取以及描述性统计分析;第四部分是模型设定、实证分析及讨论;第五部分是结论。

二、文献述评及假说提出

国内外学者对机构投资者与公司治理或公司价值之间的关系已做了深入研究，积累了相当多的文献。囿于现代企业所有权和控制权的分离，再加上中小投资者法律保护制度不健全以及公司内部治理机制不完善，控股股东必然采用关联交易等手段掏空上市公司，盘剥中小股东利益［16－18］。机构优越论（Superior Investor）认为机构投资者的存在可以识别具有发展潜力的公司，对公司决策产生良好影响，进而改善公司治理;同时机构投资者可以对内部人控制的企业形成一种监督与约束，能够保护中小投资者的利益［19－20］。究其原因，第一，机构投资者作为股东在利益获取方面不同于内部人，作为股东的机构投资者虽关心公司的投资价值和收益，以及市场价格与价值之间是否有利可图［21］，但其主要目的仍在于获取长期收益，因此会关注企业的长期发展，进而抵制内部人控制下的关联交易;第二，内部人仅给予经营者有限的自由支配权，往往根据自己的意志建立董事会，并依托董事会机制推动经理层对外界环境做出有目的的适应，如进行关联交易掩盖亏损、掏空利润等，而机构投资者在控制权的配置方面给予经营者相当高的自主权，主要依靠“用脚投票”这种强激励机制威胁经营者做出适当的反映，因此会抑制关联交易行为;第三，机构投资者在信息获取方面的专业化有助于其获取关于公司治理、财务状况等方面的更多信息，并且能够更好的处理投资行为，同时机构投资者的资金规模优势也使它有足够的动力去关注企业的盈利能力和发展潜力，可以通过抑制关联交易，较好地监督和约束公司内部人的掏空行为，降低代理成本，实现利益相关者利益的最大化，减少其对中小股东利益的侵害;第四，现有研究也表明，机构投资者由于较高的持股比例而被“锁定”在被投资企业中，机构投资者无法在不遭受损失的情况下退出企业，因此不得不积极参与公司治理［22－23］。基于上述分析，本文认为在参与公司治理过程中，机构投资者作为股东会拒绝有损于公司价值和效益的关联交易，如低于正常价格的销售、担保以及劳务提供等。故提出如下命题:

命题1:机构投资者持股对上市公司关联交易存在抑制作用。

相关研究表明，首先，通过维持公司的上市地位，企业可以募集到足够资金，减轻地方政府的就业压力和促进企业所在地的经济发展［1－2］，因此作为国有上市公司控股股东的政府有足够的动机和能力进行盈余管理，即通过关联交易扩大利润进而避免财务报表损失，以尽可能地获取更多的上市公司额度［5，24－25］。其次，我国国有上市公司往往是集团企业的一部分，大多受国资委或其他部门控制，存在较多关联方，很难在经营和财务决策方面摆脱母公司的影响，做到人员、资产和财务的独立，这为集团决策层进行关联交易提供了有利环境［11］。因此，面对国有上市公司中作为控股股东的政府，机构投资者难以对企业经营决策产生重大影响，只能选择追求稳定的利润，所以国有上市公司中控股股东的盈余管理动机以及特殊的股权结构安排会降低机构投资者在公司治理过程中的积极作用，削弱了机构投资者对公司关联交易的抑制作用。而占上市公司半壁江山的民营企业持股比例较为分散，其“一股独大”的情形要显著弱于国有企业;且民营企业的董事会往往通过聘用专业的经理人员进行日常的生产管理工作，在公司的决策过程中，机构投资者可以利用其专业化的技术能力发挥积极的作用，抑制过多关联交易的发生。基于上述分析，本文提出如下命题:

命题2:相比国有上市公司，民营上市公司中机构投资者持股对上市公司关联交易的抑制作用更强。

由于投资目标和投资界限存在差异，不同机构投资者在公司治理中发挥着不同的作用［19，26－27］，因此其对关联交易的影响亦应有所不同。具体而言，证券基金强调投资组合的年度绩效，偏重短期收益。如果某些股票出现短期业绩下滑，证券基金有可能通过公司关联交易来掩盖股票效益变化，而不是积极参与公司的治理活动和加强监督管理层以获得长期收益。再者，迫于年度考核排名压力，证券基金经理无法接受长期的投资过程［27］，同时这种压力促使证券投资基金进行频繁地惯性交易，卖出业绩表现较差的股票，买入收益较高的股票，并积极掩盖业绩亏损［26］。国内学者［28－30］的研究已经证明我国的证券投资基金基本均采用此种投资策略，具有明显的羊群效应。我国的实际情况亦表明，年度基金的排名压力和恶性竞争①参见新浪网“基金排名折杀A股”，“基金排名大战”等关于基金排名的负面效应报道。使证券投资基金不可能注重企业的长期发展潜力，通过关联交易隐藏亏损进而获得短期收益就更受青睐。换言之，证券投资基金的行为符合机构短视论（Myopic Investor）的观点:机构投资者的短视行为不仅不会对公司治理起到积极作用，反而会造成企业决策行为的短视［26］。与证券投资基金不同，养老基金等险资（包括社保基金、保险基金和少量证券基金）更加注重企业成长性，关注长期投资，能够在公司治理过程中发挥重要的积极作用［31－32］。究其原因，一方面是因为险资一般拥有较长的投资期界，且注重价值投资而不是短期投机;另一方面是因为我国对于险资实行着不同于证券投资基金的管理办法。没有定期排名的压力，投资者便不会选择通过大量关联交易来掩盖短期亏损，而是积极参与治理公司，提高公司盈利能力。而合格的境外机构投资者作为成熟的机构投资者，更加关注企业的成长能力和治理情况，其投资目标要求其去寻找具有长期持有价值的中小企业，且具有长期性［33－34］，同时其也没有定期披露投资组合和排名的压力，避免了恶性竞争对其决策的影响，这样合格的境外机构投资者会积极的参与公司治理以保证长期收益的实现。基于上述分析，我们提出如下命题:

命题3:证券投资基金对关联交易没有抑制作用，而险资和合格的境外机构投资者对关联交易存在抑制作用。

三、研究设计

（一）变量选择

1.被解释变量

本文以上市公司关联交易为被解释对象。已有文献中针对关联交易的研究，或以关联交易是否发生［6，8，10］，或以关联交易的发生额以及关联交易发生额与资产、负债或销售的比例［5，7，12］来表征关联交易，度量维度较为单一。本文首次从关联交易密度和关联交易频率两个维度来度量关联交易，这样实证结果可能会更加稳健。所以，本文的被解释变量包括:（1）关联交易密度，以关联交易规模与销售收入的比例来表示，记为RPT/sales;（2）关联交易频率，采用关联交易年发生次数（包括销售、担保、采购、提供劳务等）来表示，记为Times。

2.解释变量本文以上市公司中机构投资者的持股比例为解释变量，记为INS。根据机构投资者的不同分类，若机构投资者是证券投资基金，其持股比例记为MF;若机构投资者为社保基金、保险基金或少量证券公司等险资，其持股比例之和记为IC;若机构投资者是合格的境外机构投资者，其持股比例记为 QFII。

3.控制变量

（1）公司特征变量:

本文主要从公司规模、资本结构、盈利能力、营运能力、偿债能力、发展能力、企业性质以及股权特征等方面刻画公司特征。1）公司规模:以公司的总资产的对数来衡量，记为LnSize;2）资本结构:以公司的资产负债率表示，记为DEBT;3）盈利能力:以公司的资产报酬率和股权报酬率表示，记为ROA、ROE;4）营运能力:以公司的流动资产周转率表示，记为LAZ;5）偿债能力:用公司的利息保障倍数、速动比率和流动比率表示，分别记为 LXBZ、SDR、LDR;6）发展能力:用企业的销售收入增长率表示，记为GMP;7）企业性质:使用虚拟变量NAT表示，取值为1时表示民营企业，0时代表国有企业;8）股权特征:用企业的前三个最大股东的持股比例的平方和表示，记为HHI3。

（2）行业特征变量。鉴于风险回报程度和长期发展能力在各个行业均不同，这会导致机构投资者的行业偏好不同，因此研究过程中有必要对不同行业加以区分。本文借鉴 David et al.［35］和温军等［36－37］的做法，用行业平均资产报酬率、行业平均资产负债率和行业平均市场价值与账面价值的比例来控制不同的行业，分别记为 InROA、InDEBT和InM/B。

（二）样本选取和数据来源

本文以实行新企业会计准则以来2007－2009年我国上海证券交易所和深圳证券交易所的A股上市公司为研究对象。在样本的筛选过程中，我们剔除了ST公司，原因主要在于这类公司出于保牌等目的，信息的披露可能存在一定程度上的失真;并且，我们剔除了金融证券行业公司，原因主要在于该行业和其他行业具有明显的不可比性;此外，我们剔除了B股企业以及中小板块和创业板企业;最后，我们对于主要数据缺失且无法通过其他渠道获取的企业进行了剔除。最终确定了本文的研究对象。本文采用的关联交易规模以及关联交易频率数据均来自CSMAR中国上市公司关联交易数据库，对于不涉及金额的关联交易，如担保、提供劳务等，赋值为1元，公司每年的关联交易规模数据是对上述数据进行加总而来。机构投资者持股数据来自于Wind数据库，公司控制人性质、财务数据等来自于CSMAR。

（三）描述性统计分析

表1是各变量的描述性统计结果。首先，关联交易密度RPT/sales的最大值为8367.498，而最小值为 －136.286，标准差为202.173，这表明了我国上市公司的关联交易密度存在着显著差异。RPT/sales的均值为9.420，中位数为0.400，表明隧道效应多于支撑效应，间接支持了前文的推断——控股股东对上市公司存在掏空行为。其次，Times的最大值为255，最小值为1，均值为22.872，表明关联交易是一种普遍存在的行为。通过观察相关系数，我们可以发现RPT/sales、Times与INS之间存在着显著的正相关关系，在一定程度上表明机构投资者的持股比例增加会导致更多的关联交易，初步否定了命题1;关联交易密度维度的分析表明，MF的正向影响具有显著性，而IC和QFII的影响均不太显著;关联交易频率维度的分析表明，异质机构持股均与其存在正相关关系，MF和IC的正向影响具有显著性，QFII的作用并不显著。这些印证了关联交易与机构投资者异质性高度相关。考虑到命题2和命题3的论述，本文初步推断命题1不成立的现象可能是源于MF的影响过大，对此我们将在计量模型中进行深入分析。企业性质对于机构投资者持股与关联交易关系的调节作用，无法通过相关系数反映出来，仍需要进行进一步的计量分析。

表1 全样本情况下的变量的描述性统计及相关系数

四、实证分析

（一）模型设定

根据本文的研究目标和研究思路，模型设定主要由两部分组成:一是关联交易密度对机构持股变量的回归;二是关联交易频率对机构持股变量的回归。

1.关联交易密度对机构持股变量的回归

确定模型最终形式之前，本文对计量方法做了一系列的预检验:第一，采用冗余固定效应检验是否存在个体固定效应，结果显示不能拒绝原假设;第二，进一步采用Hausman检验对模型进行了固定效应和随机效应的选择，结果显示固定效应更为适合。所以，本文采用固定时期和截面效应，构建模型如下:

上式中，i代表企业个体，t代表年份，μt、γi代表时期和个体固定效应;εit为随机扰动项;β1INSit表示机构持股比例向量与回归系数的乘积、X/β代表控制变量向量与相对应的回归系数的乘积，变量RPT/salesit和INSit分别表示关联交易密度变量向量和机构投资者持股比例向量。

2.关联交易频率对机构持股变量的回归

本文检验关联交易频率为非负整数，同时研究表明，计数模型对于非负整数变量具有更好的统计拟合解释效果（Hausman et al.，1984［38］）。鉴于本文采用面板数据，混合截面的计数模型不再适用，本模型的假设如下:

上述各式中，i代表企业个体，t代表年份。（2）式表示模型的严格外生性假定，（3）式表示给定模型的解释变量xt及企业个体或时期异质性cit，被解释变量服从均值为citm（xit，β0）的泊松分布，cit以乘法而不是加法引入模型。Hausman et al.［38］证明，在一定的条件下，yit的条件期望并不依赖于cit，可以采用最大似然估计方法进行估计。给定cit=exp（αit），则本文的模型设定如式4所示。

（二）实证分析

本文的回归结果如表2所示。表2共包含3组模型，其中，模型1和2分别描述了控制 /不控制企业性质情况下RPT/sales对INS的回归结果;而模型3和4则分别描述了控制 /不控制企业性质情况下Times对INS的回归结果;第三组的模型5和6，分别描述了控制 /不控制企业性质情况下RPT/sales对剔除MF后的回归结果。

各模型的回归结果显示，HHI3、LnSize、DEBT、ROA、LDR以及InM/B、InDEBT、InROA对RPT/sales和Times的回归系数均通过了显著性检验，表明这些控制变量对企业关联交易有显著影响。在模型1中，INS的系数显著为正，与描述性统计分析结果相一致，再次否定了命题1。模型2中引入企业性质的控制变量NAT后，交叉项的系数为负且显著，说明相比国有上市公司，民营上市公司中机构投资者持股会降低关联交易密度，即企业性质对机构投资者与关联交易之间的关系存在调节作用，部分证明了命题2。模型3中，INS的系数为负，表明机构投资者持股对关联交易存在抑制作用，虽然不具有显著性，但这在一定程度上支持了命题1。模型4中引入企业性质的控制变量NAT后，交叉项的系数显著为负，表明与国有上市公司相比，民营上市公司中机构投资者对关联交易频率的抑制作用更强，这再次支持了命题2。

命题3的理论分析表明，证券投资基金MF对关联交易不存在抑制作用，因此机构投资者持股的不显著性可能是由MF的不显著性导致。为此，本文以剔除MF后的INS对模型重新进行回归，结果如模型5和模型6所示。模型5的回归结果表明，剔除MF后，机构投资者的持股比例和关联交易密度之间存在不显著的负相关关系。在考虑了企业性质的模型6中，INS－MF的系数显著为负，它表明机构持股在国有企业中对关联交易也具有显著的抑制作用;且交叉项的系数仍为负，说明相比于国有企业，民营企业中机构持股对关联交易的抑制作用更强，虽然这种更强的关系不是统计显著的（T=0.36），但仍部分证明了命题2。

表2 关联交易密度和关联交易频率与机构持股变量的回归结果

本文还进一步考察了机构异质性对企业关联交易的影响，具体结果如表3所示。在表3模型7的回归结果中，MF的系数为正，在1%的水平下显著，表明在不区分企业性质的情况下，MF对企业的关联交易并没有抑制作用;而QFII、IC的回归系数均为负值，表明这两类机构投资者积极参与了公司治理过程，抑制了关联交易的发生，降低了关联交易密度。在加入企业性质变量的模型8的回归中MF的回归系数仍为正值，表明证券投资基金在国有企业中并没有起到抑制关联交易的作用;而QFII的系数显著为负，其在国有企业起到了显著的积极的作用，抑制了企业关联交易的发生频率;对于IC来说，其回归系数仍为负，但不显著（T=－0.68），它表明险资在国有企业中依然对关联交易存在着不显著的抑制作用;由于各模型中交叉项的系数均为负，这意味着对于这三种不同类型的机构投资者而言，其对民营企业关联交易的抑制作用均强于国有企业。模型7和模型8在关联交易密度层面上证明了命题2和命题3的正确性。模型9中，MF和QFII的回归系数均为负值，且分别在5% 和1% 的水平下显著，说明MF和QFII对关联交易频率存在着显著的抑制作用;而MF的回归结果符号与模型7中相反，可能说明MF会通过减少关联交易频率、增加关联交易密度的方式实质性增加关联交易;令人意外的是IC的回归系数为正，且显著，不过这可能是因为有险资持股的多为国有企业，且社保、保险等有很多属于国有企业的关联方，过多的险资反而加剧了关联交易频率。在引入企业性质控制变量的模型10中，这种解释就变得可以理解了。模型10中，MF和QFII在国有企业中对关联交易频率的抑制作用与模型9相比无实质性变化;IC的系数虽仍为正，但是由1%的统计显著变为不显著，说明与关联交易次数之间的正向相关关系基本不存在;对交叉项的分析可以看出，在民营企业中，异质机构持股对关联交易频率的抑制作用均强于国有企业（虽然MF和QFII的抑制作用表现的不显著）。模型9和模型10在关联交易频率层面基本证明了命题2和命题3的正确性。

上述的分析表明，异质机构持股对关联交易的抑制作用是不同的;其中，MF的抑制作用不显著，QFII和IC的抑制作用具有统计显著性;民营企业中异质机构对关联交易的抑制作用均强于国有企业。基本证明了命题2和命题3的假设。

表3 各样本组中异质机构对关联交易密度和关联交易频率的回归结果

五、主要结论

本文基于2007－2009年3618家A股上市公司的数据，从关联交易密度和关联交易频率两个维度对机构持股、企业性质和关联交易之间的关系进行了实证研究。结果表明:机构持股对关联交易的抑制作用不显著，这种不显著性主要是由证券投资基金的不显著性导致;不同性质的机构对关联交易的制约作用不同，证券投资基金对企业关联交易基本不存在抑制作用，而险资和合格的境外机构投资者则相反;企业性质对异质机构和关联交易的关系有显著的调节作用，机构投资者在民营企业中的抑制作用要强于国有企业。

本文的研究结论具有重要的政策含义。首先，我国的机构持股的目的与欧美等发达国家相比更加复杂。民营企业具有现代公司结构，目标明确，而国有企业的多目标化造成其投资目标的分散，机构投资者的作用难以发挥。随着资本市场的逐步完善，投资者机构化已是大势所趋，为了进一步推动国有企业的改革，必须完善国有企业的治理目标，建立完整的现代公司形式，完善经理人制度，弱化非经济因素对国企治理的影响。其次，为了提高我国上市公司整体的治理效果，多样化企业股权，应鼓励异质机构持股上市公司，但是，证券基金的短视行为、羊群效应会危及企业整体的良性发展，因此应多鼓励QFII和险资持股高新技术行业，如电子、航空、医疗等，同时强化对证券基金的监管。再次，放宽险资和QFII的持股额度和入市比例，能够优化我国投资者的比例结构，提高市场效率。

值得强调的是，本文的研究也存在着如下的局限性:1.对于关联交易频率的处理，由于样本所涉及的公司不是全部披露了相关数据，结果可能存在着一定的偏误;2.对关联交易的类型没有进行细分。笔者今后将进一步丰富样本，对此问题进行持续研究。

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Heterogeneous Institutional Investors，Firm Ownership and Related Party Transaction

LI Wen－hua，FENG Zhao－zhen
（School of Economics and Finance，Xi'an Jiaotong University，Xi'an710061，China）

Based on the data of3618 A－share listed companies through2007－2009，this study empirically examines the relationship among institutional shareholder，nature of firm and related party transactions（RPT）from two aspects－－transaction density and transaction frequency.We find that the restriction of institutional shareholder on RPT is non－significant，which mainly results from mutual funds（MF）;that heterogeneous institutional investors have different restriction effect on RPT.Mutual funds basically have no restriction on RPT，while insurance company（IC）and qualified foreign institutional investor（QFII）are the opposite.More importantly，firm ownership plays a significant moderating effect on the relationship between heterogeneous institutional investors and RPT，and the restriction effect in private companies is stronger than that in state－owned companies.

Heterogeneous Institutional Investors;Firm Ownership;Related Party Transaction

A

1002－2848－2012（02）－0080－08

2011－12－31

李文华（1972－），湖南省郴州市人，西安交通大学经济与金融学院博士研究生，研究方向:产业经济学、公司治理;冯照桢（1988－），湖北省宜昌市人，西安交通大学经济与金融学院博士研究生，研究方向:公司治理与产业投融资。

责任编辑、校对:李再扬