民營上市公司違規行為的同群效應實證研究

李佳麗

【摘? 要】論文以我國2015-2020年滬深兩市A股民營上市公司為研究樣本，分析了民營上市公司違規行為的同群效應。實證結果發現，民營上市公司的違規行為存在顯著的同群效應，不僅容易受到來自同一行業的民營上市公司群體行為影響，而且容易受到來自同一地區的民營上市公司群體行為影響，當實際控制人參與上市公司管理或其他大股東股權集中程度較高時，這種民營上市公司違規行為的同群效應會得到一定程度的緩解。研究證實了近年來民營上市公司違規行為的顯著特征，為治理和監管民營上市公司群體違規行為提供參考借鑒。

【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.

【關鍵詞】民營上市公司;違規行為;同群效應;股權集中

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

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

1 理論分析與研究假設

現有研究發現，與上市公司處于同一行業或同一地區的同群企業行為，均會對樣本公司的行為產生重要影響，因此，同群公司的違規行為可能同樣表現出一致性。同時，基于組織行為學等研究基礎發現，組織間的模仿與學習是公司行為同群效應形成的微觀基礎，而根據組織模仿所遵循的先內后外定律，民營上市公司作為社會群體的成員，往往更傾向于遵循和效仿與自己身份相同的社會群體行為，正是對這種身份的認同，相應地會導致同群效應得到加強。以我國為例，國有企業和民營企業因產權性質的不同，行為決策的內在邏輯存在巨大差異，這已得到大量實證結果驗證。因此，我們認為民營上市公司在做出違規行為時，處于同一行業同產權性質或同一地區同產權性質的上市公司，由于在行為決策中面臨更多相似的基礎變量，如相似的市場環境、股權結構等，導致公司彼此經驗借鑒和信息交流的可能性更大，因而成為優先選擇的模仿對象?；诖?，提出以下假設：

假設1-a：民營上市公司的違規行為存在顯著的同群效應，即行為容易受到來自同一個行業且同產權性質的上市公司群體影響。

假設1-b：民營上市公司的違規行為存在顯著的同群效應，即行為容易受到來自同一個地區且同產權性質的上市公司群體影響。

若民營上市公司的違規行為確實存在顯著的同群效應，那么探討如何治理與緩解這一現象顯得尤為重要。

第一，考慮到我國民營企業進入資本市場的時間不長，且以家族企業為主，很大一部分實際控制人是公司一代創始人且還未完成代際更迭。如這類實際控制人真正參與上市公司的管理，如擔任董事長或總經理，不僅會有效緩解股東與管理層之間的委托-代理問題，而且會出于個人特殊情感、家族企業傳承等因素考慮，在模仿并實施違規行為決策時會更加謹慎小心，盡量避免影響家族企業的可持續發展?；诖?，提出以下假設：

假設2-a：實際控制人參與上市公司管理會減弱同行業民營上市公司違規行為的同群效應。

假設2-b：實際控制人參與上市公司管理會減弱同地區民營上市公司違規行為的同群效應。

第二，據數據統計，大量研究表明長期的“一股獨大”上市公司，更容易出現控股股東侵害投資者（如中小股東）及上市公司權益的情況，即發生所謂的“隧道效應”。而中小股東由于實質上已喪失投票權，出于收益與成本的考慮，在對上市公司治理與監督上會選擇“搭便車”。那么對于這種情況，有效的股權制衡機制顯得尤為重要。其他大股東的股權集中程度（除第一股東）越高，股權制衡度越高，更有動力與能力對上市公司行為決策進行監督，如要求更高的信息披露質量、提升公司治理水平，盡早發現和制止控股股東效仿同群公司實施資金占用、違規擔保等重大違規決策行為。因此，提出以下假設：E8783FAC-404F-4C25-BD25-730475807DD4

假設3-a：除第一股東的其他大股東股權集中程度越高，越會減弱同行業民營上市公司違規行為的同群效應。

假設3-b：除第一股東的其他大股東股權集中程度越高，越會減弱同地區民營上市公司違規行為的同群效應。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本文以2015-2020年我國滬深兩市所有A股民營上市公司為研究樣本。對基礎樣本進行如下篩選：①剔除金融保險類公司;②剔除數據不足3年的上市公司;③剔除部分數據缺失的公司?？紤]到ST、PT類民營上市公司為了避免退市更有可能采取違規行為，故未剔除這類企業。為避免極值影響，對財務指標數據按照1%的標準進行winsorize雙向縮尾處理。所有數據主要來源于國泰安CSMAR經濟金融數據庫，并以上市公司年報、監管機構公告等相關數據補充、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。公司是否發生違規（FR），為虛擬變量，參照學術界的普遍做法，如樣本公司當年發生違規行為，包括虛構利潤、虛假記載（誤導性陳述）、虛列資產等信息披露違規行為和占用公司資產、違規擔保等經營和交易違規并被披露，取值為1，否則為0。

②解釋變量。為更準確地反映行業（地區）同群效應，排除行業、地區彼此之間的交叉影響，控制企業群體行為的關聯效應等，借鑒現有研究，解釋變量定義如下：第一，同行業不同地區的民營上市公司平均違規率（IDFRP），為總樣本中與樣本公司同為民營上市公司、同行業但不同地區的所有其他公司組合在當年的平均違規率，等于樣本公司當年同行業其他地區違規民營上市公司數量/當年同行業其他地區民營上市公司總數，其中，“同行業”的定義參照中國證監會發布的《上市公司行業分類指引（2012年版）》第1位碼分類;“同地區”按照當前公司總部所在的省、自治區、直轄市劃分（下同）;第二，同地區不同行業的民營上市公司平均違規率（ARFRP），為總樣本中與樣本公司同為民營上市公司、同地區但不同行業的所有其他公司組合在當年的平均違規率，等于樣本公司當年同地區其他行業違規民營上市公司數量/當年同地區其他行業民營上市公司總數;第三，實際控制人是否參與管理（MAN），為虛擬變量，如實際控制人當年擔任董事長或總經理則取值為1，否則為0;第四，其他大股東股權制衡度（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，加入公司經營變量：第一，資產負債率（LEV），等于總負債/總資產;第二，公司規模（SIZE），等于上市公司總資產的對數;第三，營業收入增長率（GRO），等于（營業收入本年本期金額-營業收入上年同期金額）/營業收入上年同期金額。加入公司治理因素變量：第一，董事會規模（BOA），等于董事會總人數的對數;第二，獨立董事比例（IN），等于上市公司獨立董事人數/董事會總人數;第三，董事長與總經理是否兼任（DUAL），如董事長和總經理由一人擔任取值為1，否則為0。

2.3 研究模型

根據本文研究目的，參照現有實證研究，建立回歸模型（1）對假設1進行檢驗：

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;i為樣本公司;t為年份;β0和ε為常數項和隨機誤差項，下同。

根據假設1-a的預期，IDFRP_i，t的系數β₁應當顯著為正。根據假設1-b的預期，ARFRP_i，t的系數β₁應當顯著為正。

建立回歸模型（2）對假設3和假設4進行檢驗：

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。

根據假設2-a和假設2-b的預期，解釋變量IDFRP_i，t與MAN_i，t交互項、解釋變量ARFRPi，t與MAN_i，t交互項的系數β₂應當顯著為負。同理，根據假設3-a和假設3-b的預期，解釋變量IDFRP_i，t與SHR_i，t交互項、解釋變量ARFRP_i，t與SHR_i，t交互項的系數β₂應當顯著為負。E8783FAC-404F-4C25-BD25-730475807DD4

3 實證結果

3.1 描述性統計

表1為主要變量的描述性統計。樣本公司中民營上市公司整體平均違規率（FR）均值為0.231 6，同行業不同地區的民營上市公司平均違規率（IDFRP）均值為0.232 5，同地區不同行業的民營上市公司平均違規率（ARFRP）均值為0.253 4，這意味著4～5家民營上市樣本公司中有1家被證券交易所、中國證監會等監管機構披露存在違規行為，可以得出民營上市公司整體違規率相對較高，側面印證了近年來民營上市公司的違規行為“群發”現象。樣本公司實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，在控制公司資產負債率、獨立董事比例等公司特征變量后，同行業不同地區的民營上市公司平均違規率（IDFRP）的系數為0.185，在1%水平上顯著，假設1-a得到驗證，即民營上市公司的違規行為存在顯著的同群效應，即行為容易受到來自同一個行業且同產權性質的上市公司影響。同理，表2中第（2）列表示同地區不同行業的民營上市公司平均違規率（ARFRP）的系數為0.101，同樣在1%水平上顯著，說明假設1-b得到驗證，即民營上市公司的違規行為存在顯著的同群效應，即行為容易受到來自同一個地區且同產權性質的上市公司影響。如表2中第（3）列所示，模型（1）同時加入IDFRP和ARFRP這兩個解釋變量后，兩個變量系數均仍然顯著為正，再次驗證了假設1-a和假設1-b。

如表3所示，第（1）列中IDFRP系數顯著為正，IDFRP×MAN交互項的系數為-0.214，且在1%水平上顯著為負，表明實際控制人參與上市公司管理會減弱同行業民營上市公司違規行為的同群效應，假設2-a得到驗證。第（2）列中IDFRP系數為0.296且在1%置信水平上顯著為正，IDFRP×SHR交互項的系數顯著為負，實證結果表明除第一股東的其他大股東股權集中程度提高，同行業民營上市公司違規行為的同群效應會得到一定程度的減弱，驗證了假設3-a。為進一步證實，本文將IDFRP×MAN交互項和IDFRP×SHR交互項同時加入模型（2），最終實證結果如表3中第（3）列所示，交互項系數仍然全部顯著為負，再次驗證了假設2-a和假設3-a。

同理，如表4所示，第（1）列ARFRP×MAN交互項、第（2）列ARFRP×SHR交互項的系數均顯著為負，且在將ARFRP×MAN交互項和ARFRP×SHR交互項同時加入模型（2）后，第（3）列中兩個交互項系數均顯著為負，實證結果充分表明實際控制人參與上市公司管理和其他大股東制衡度增加，確實會減弱同地區民營上市公司違規行為的同群效應，再次驗證了假設2-b和假設3-b。

4 結語

本文的研究結果表明：民營上市公司的違規行為存在顯著的同群效應，不僅容易受到來自同一個行業且同產權性質上市公司群體的影響，而且容易受到來自同一個地區且同產權性質上市公司群體的影響。實際控制人參與上市公司管理、其他大股東（不含第一大股東）的股權集中程度越高，越會有助于減弱這類民營上市公司違規行為的同群效應。前者主要與第一代創始人及家族具有個人特殊情感、家族代際傳承、注重聲譽等原因分不開，后者主要源于其他大股東股權集中程度越高，制約控股股東“獨裁”行為的能力和動力越高有關。綜上所述，本研究對民營上市公司違規行為同群效應及其監管研究具有一定的啟示與參考作用。

【參考文獻】

【1】陸蓉，常維.近墨者黑：上市公司違規行為的“同群效應”[J].金融研究，2018（8）：172-189.

【2】Mark T Leary，Michael R. Roberts.Do Peer Firms Affect Corporate Financial Policy？[J].The Journal of Finance，2014，69（1）：139-178.E8783FAC-404F-4C25-BD25-730475807DD4