浅谈机构投资者对关联担保抑制效应的实证研究（集锦5篇）由网友“晚来天欲雪媚羊”投稿提供，下面是小编为大家推荐的浅谈机构投资者对关联担保抑制效应的实证研究，欢迎大家分享。
篇1：浅谈机构投资者对关联担保抑制效应的实证研究
浅谈机构投资者对关联担保抑制效应的实证研究
摘要：基于近代公司治理理论的“利益侵占假说”,大股东可能通过上市公司的关联担保进行“隧道挖掘”,侵占中小股东的利益。近年来，中国证券市场上，作为公司治理的可能参与者，机构投资者发展迅猛。在资本市场的发展获得了新的契机之下，机构投资者有能力、有动力抑制大股东的挖掘行为。选取沪深两市A股的183个样本，采用二元Logistic回归模型，研究发现，机构投资者持股比例与上市公司关联担保显着负相关，说明机构投资者对关联担保存在抑制效应。同时，我们发现，绝对控股股东持股比例与上市公司关联担保显着负相关。即绝对控股股东持股比例越高，绝对控股股东越不倾向于采用关联担保方式进行“隧道挖掘”.
篇2：浅谈机构投资者对关联担保抑制效应的实证研究
一、研究背景
（一）“隧道挖掘”与关联担保
传统的公司治理理论是基于两权（所有权与经营权）分离而可能导致的管理层对于股东利益造成的伤害而展开，也就是说传统的公司治理理论关注的是股东与管理者层面涉及的委托―代理理论，学者们并由此提出了大量的公司治理机制，例如管理层激励、对管理层的监管等。
但是，近年来，许多学者发现，世界上大部分国家和地区的企业股权并未是分散的，而是高度集中的（Zingales,1994;Franks、Mayer,;La porta等，;Shleifer,1999;Clasessen,;Faccio、Lang,;Cronqvist、Nilsson,）。这类企业的主要问题并不在股东与管理者之间，而应关注是大股东对中小股东的利益侵占问题，即“利益侵占假说（Expropriation）”.也就说，大股东在公司中拥有控制权，他们有动力、有能力为了实现自身的最大化利益而采取相关措施，这些措施可能忽视甚至侵占了中小股东的利益。作为利益侵占的一种形式，Johnson,La porta,Silanes和Shleifer（JLLS,2000）把通过内部交易转移资源的链条比喻为一个隧道（Tunnel），即通过这条隧道，源源不断地把处于企业底部的资源输送到处于金字塔顶端的最终所有者。他们将使用“隧道”侵害底层公司小股东利益的行为称为“隧道行为（Tunneling）”.隧道挖掘通常有两种表现形式（JLLS,2000）：一种是大股东可以轻易地为了自身利益，通过自我交易从企业转移资源，包括关联担保、过高的管理层报酬、侵占公司投资机会，甚至是偷窃和舞弊；另一种是大股东不必从企业转移资产就可以增加自身价值，例如发行股票稀释其他股东权益、冻结少数股权、内部交易等等。邹海峰以桂林集琦药业股份有限公司为案例，发现大股东通过股权融资、占用资金、现金股利、资产交易、担保等多种方式获得利益。
一般认为，这里说的关联担保就是上市公司为控股股东提供的担保（徐千里、周旭辉，）。扩展其内涵，我们认为，“关联担保”既包括以本公司为担保方，以本公司的控股股东、母公司、间接控股股东的公司为被担保方的担保，也包括以本公司的子公司或参股股东为担保方，以与本公司存在上述关联关系的公司为被担保的担保（高雷、宋顺林，）。上市公司融资担保本属正常经济行为，但因被担保方恶意贷款、滥用银行资金，导致提供担保的上市公司常常陷入诉讼之中，并因连带责任不得不代为清偿银行贷款。一些上市公司对外担保成为大股东和管理者合谋侵占中小投资者利益的行为。
（二）机构投资者的发展
所谓“机构投资者”（Institutional Investors），是指以自有资金或信托资金进行证券投资活动的团体，又称团体投资者，是个人投资者的对称。包括投资公司、投资信托公司、保险公司、储蓄银行、各种基金组织和慈善机构等银行金融股东和非银行金融股东。他们从投资者、保险户、储蓄户等方面吸收大量资金，将其中一部分投放证券市场，进行投资活动。相对于个人投资者而言，其拥有巨额资金，收集和分析证券等方面信息的能力较强，能够进行和完成分散投资（严杰，1993）。
20世纪80年代以来，得益于制度环境的改善以及管理层的大力扶持，西方证券市场上以养老基金、保险基金、投资基金为主体的机构投资者获得了迅速的发展。作为一个最有代表性的新兴市场，中国证券市场用十几年的时间走过了发达国家上百年的路程，可谓突飞猛进。，中国证监会提出将超常规、创造性地培养和发展机构投资者作为推进中国证券市场发展的重要政策手段，使得机构投资者在数量上、规模上迅猛增加。按照《中国证券登记结算统计年鉴》的数据，1993年，机构投资者的开户总数为2.84万户。到了20，机构投资者的开户总数激增为62.67万户；末，机构投资者持有已上市流通A股比例为30.13%.到2008年末，机构投资者的持股比例上升为54.62%.
二、机构投资者抑制关联担保机理分析
在股权相对集中、公司治理结构不完善和外部监管机制薄弱的情况下，中国上市公司大股东的利益侵占行为非常普遍。近年来，中国新闻媒体揭露最多的公司治理问题莫过于大股东掏空。大股东的掏空行径让人触目惊心，中小股东对此无不义愤填膺（高雷、宋顺林，2007）。
作为股东，机构投资者是否有动力抑制关联担保行为？我们认为，对于机构投资者来说，他们起初对于参与公司治理并不积极，习惯于与其他小股东一样“搭便车”.但随着投入资金的增长，其所持股份的规模也越来越大，一旦关联担保造成公司业绩低下，股价下跌，其被套牢之后如果继续“用脚投票”,将损失惨重。所以，当上市公司出现关联担保等侵占中小股东利益的事情时，机构投资者不再简单地将股票卖掉，而是放弃“华尔街规则”,改为“用手投票”,作为忠实股东参与公司治理，采取有效措施积极防御大股东对其利益的侵占。
作为股东，机构投资者是否有能力抑制关联担保行为？机构投资者资金雄厚，且拥有精通专业知识、投资经验丰富的专家以及先进的分析工具和较齐全的分析资料，所以他们有能力对公司价值进行较准确的评估和有效地遏制大股东的利益侵占行为，客观上保护中小投资者的利益。
“胜利股权之争”、“方正科技股权之争”、“招商银行可转债事件”、“中兴H股**”、“天歌科技系列”、“宝钢股份增发事件”、“清华同方股权分置改革事件”,充分说明中国的机构投资者开始投入到“积极股东”的行列中去，吴敬琏（1994）把机构投资者这种行动称之为“机构投资者的觉醒”.
三、文献回顾
国内关于机构投资者与上市关联担保之间关系的文献很少。
唐清泉、罗党论和王莉（）发现，当机构投资者作为第二大股东时，与公司发生的担保行为有负相关关系，但是不明显。
国内相关的定量研究大多是机构投资者介入公司治理的研究，而且研究问题主要集中于机构投资者持股与公司绩效的关系，对于机构投资者与上市公司关联担保之间关系的研究很少。仅有的上述的文献也是以―间的数据为研究样本。近几年来，资本市场先后经过了股权分置改革（股权分置改革试点在204月启动，在底“收官”），新会计准则颁布实行（1月1日，上市公司实行新会计准则），证券公司综合治理，创业板、股指期货、融资融券推出，资本市场的发展获得了新的契机，因此，在此大背景下，审视机构投资者对关联担保行为的遏制效应，具有理论和现实意义。
四、实证研究
（一）研究假设
在中国资本市场上，由于受体制、环境等约束，上市公司和中小股东的权益无法得到有效保护，大股东可能通过关联担保对中小股东实施利益侵占。机构投资者发展突飞猛进的今天，在日益规范的制度环境、长足发展的资本市场环境下，随着其持股比例的上升，机构投资者将有动力、有能力积极采取有效措施，遏制大股东的利益侵占行为。基于此，本文提出如下假设：
假设1:机构投资者持股与上市公司“关联担保”负相关。
（二）样本选择及数据来源
在样本选择上，以2008年沪深两市只发行A股的第一大股东为绝对控股股东（第一大股东持股比例大于或等于50%）的上市公司为初始研究样本。样本的选择考虑到以下几个问题：（1）考虑到20是新会计准则实行的第一年，上市公司财务报表可能存在盈余管理的动机，因此，选择2008年的样本可能更准确地反应上市公司的财务状况。（2）同时发行B股或是H股的上市公司面临国内外双重监管，可能会影响上市公司的关联担保行为，故只选取只发行A股的上市公司数据作为样本。（3）本文只研究绝对控股股东，即持股比例大于或等于50%的控股股东的情况，这部分控股股东拥有上市公司的绝对控制权。为简化研究，本文不考虑部分上市公司中，持股比例大于20%但是小于50%,但是可以通过各种方式对上市公司拥有实际控制权的控股股东的样本。
基于研究设计的需要对初始样本剔除了以下几类情况：（1）所有金融类上市公司，金融类上市公司与其他行业上市公司有显着的不同，因此，样本中剔除所有金融类上市公司；（2）可能进行盈余管理的上市公司（净资产收益率位于0%――1%以及6%――7%），本文只研究作为“隧道挖掘”的关联担保行为，并不考虑大股东对于上市公司利益输送的情况；（3）ST和*ST上市公司，这类公司的财务状况与其他公司有显着的差别，面临财务危机，这部分样本可能会对研究产生重大影响，产生错误结论，因此，剔除这类上市公司；（4）机构投资者为第一大股东的上市公司，本文主要研究机构投资者抑制第一大股东的作为“隧道挖掘”的关联担保行为，对于机构投资者为第一大股东的样本不符合研究初衷。
为保持数据之间的可比性，本文所选变量均采用年末数。本文数据均为笔者根据锐思数据库提供的资料自己手工整理所得。
（三）变量设计
1.被解释变量定义。关联担保（Assurance）：既包括以本公司为担保方，以本公司的控股股东、母公司、间接控股股东的公司为被担保方的担保，也包括以本公司的子公司或参股股东为担保方，以与本公司存在上述关联关系的公司为被担保的担保。对“关联担保”指标的衡量采用虚拟变量，1表示本年度发生了“关联担保”,0表示本年度没有发生“关联担保”. 解释变量定义。前十大股东中机构投资者持股比例（Instit）：上市公司中前十大股东中机构投资者持股数量与总股本的比值，本文所称的机构投资者包括证券投资基金、社会基金、保险机构、信托投资公司和境外合格机构投资者（QFII）。 控制变量定义。绝对控股股东持股比例（Ash）：冯根福（2005）、高雷等（2007）研究发现，第一大股东持股比例与关联担保显着负相关。唐清泉（2007）认为，当大股东的持股比例超过50%时，会担心担保可能带来的系列风险问题，削弱了利用担保进行渠道挖掘的动机。王琨等（2007）发现随着上市公司控股股东持股比例的增加，上市公司为关联方担保发生的概率呈现出先显着上升、其后不显着、最后显着下降的变化趋势。徐千里等（2009）发现控股股东的关联担保与控股股东比例呈正“U”型关系。因为本文研究的是绝对控股股东的情况，对于第一大股东持股比例与关联担保的关系，本文赞同刘峰等（）的观点，认为大股东持股比例高的，不倾向于以关联担保的形式实现利益输送。这个观点也与以上表述的唐清泉（2007）的研究结论不谋而合。
假设2:绝对控股股东持股与关联担保负相关。
第二至第五大股东持股比例之和（Top2-5）：该指标反映了样本公司的股权制衡度。唐清泉等（2005）发现，第三大股东对上市公司的担保行为有明显的抑制作用；另外，李增泉等（2004）、陈晓和王琨（2005）和黎来芳等（2008）发现，大股东的隧道挖掘行为与第二至第五大股东持股比例之和显着负相关，表明第二至第五大股东持股有助于遏制大股东对上市公司的利益侵占。
假设3:第二至第五大股东持股比例之和与关联担保负相关。
独立董事比例（Direct）：独立董事人数/全体董事人数。从制度设计上来说，独立董事的职能就是监督和咨询作用，主要是为了防范公司风险，保护外部投资者的正常利益不受内部人侵害。独立董事制度的引入可以完善公司治理，对大股东利益侵占行为产生制约作用。唐清泉等（2005）发现，独立董事的比例与担保呈负相关关系。
假设4:独立董事比例与关联担保负相关。
公司特征因素：此类指标的选取是为了消除样本公司个性特征对结论的影响。本文选取反映公司规模因素的总资产和反映资本结构的资产负债率（Lever）。为消除量纲影响，本文选取总资产的自然对数（Lnasset）来衡量公司的资产规模。唐清泉等（2005）认为，若上市公司的资产多，存在挖掘的可能性越大。高雷等（2007）认为，规模大的公司拥有更多的信誉资产和更强的担保能力，因而越有能力为关联方提供担保。刘小年等（2005）、冯根福等（2005）发现上市公司资产负债率与对外信用担保显着正相关。
假设5:公司规模和资产负债率与关联担保正相关。
（四）模型建立
LogitpAssurance=α+β1×Institt+β2×Ash+β3×Top2-5+β4×Direct+β5×Lnasset+β6×Lever+ξ（公式1）
本文使用Logistic回归模型进行分析。设p关联担保发生的概率，1-p为关联担保不发生的概率，将比数p/（1-p）取自然对数得ln[p/（1-p）],即对p作Logistic转换，记为LogitP,则LogitP的取值范围在-∞到+∞之间。以LogitP为因变量，建立线性回归方程，即为Logistic回归模型。模型中参数α是常数项，表示解释变量及控制变量取值全为0时，关联担保行为发生与不发生的概率之比的自然对数值，参数βi为Logistic回归系数，分别表示机构投资者持股比例取值增加一个单位以及控制变量取值增加一个单位引起比值的`自然对数的变化量。
（五）描述性统计
关联担保设置为虚拟变量，发生关联担保的取1,无关联担保的取0.得出有效样本共183个，其中发生关联担保的有74个，未发生关联担保的有109个。统计发现，两组样本公司各特征指标的平均值存在一定的差异，但仅根据该表格的数据还无法判定其差异是否显着。下面对样本公司特征指标进行独立样本T检验。
（六）样本检验
根据样本数据的方差齐性检验（Levene检验）、T检验的计算结果我们发现，机构持股比例Instit的“Levene”检验项目中的的结果Sig.为0.509>0.1,接受原假设，两个总体的方差无显着差异的，即方差是齐性的。由于两个总体的方差无显着差异，所以T检验结果应应在方差相等的情况下做出，故推断结果应从“假设方差相等”行中得到，t统计量的观察值为-1.728,双尾概率p值为0.086<0.1,故拒绝零假设，因此认为这两个总体的均值存在显着差异（在90%的置信区间内）。而对于资产负债率Lever的“Levene”检验项目中的的结果Sig.为0.041<0.05,表明方差差异是显着的，即方差不是齐性的，从而在T检验中应当查看“方差不相等”项，表中该项Sig.（双侧）为0.000<0.01,表明均值差异是显着的（在99%的置信区间内）。其他变量显着性判断以此类推。
对检验结果进行分析，可以得出样本公司中发生关联担保与未发生关联担保的上市公司具有明显差异的指标有：机构持股比例之和Instit、绝对控股股东持股比例Ash、资产规模Lnasset、资产负债率Lever,这四项变量的P值均小于0.1,而第二至第五大股东持股比例之和Top2-5、独立董事指标未显示有显着性差异，P值大于0.1.根据独立样本T检验结果，我们选取上述通过检验的四项指标进行二分类Logistic回归。
（七）实证结果及分析
由Logistic回归模型结果可知机构持股比例之和Instit、第一大股东持股比例Ash、资产规模Lnasset三项通过了显着性检验，而常数项C和资产负债率Lever未通过显着性检验。由通过检验的各指标系数可以作出以下分析：（1）上市公司的机构投资者持股比例与关联担保行为发生的概率成显
参考文献：
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篇3：财政收入与经济增长关联实证研究论文
财政收入与经济增长关联实证研究论文
对于财政收入和经济增长关系的计量方法主要是两种:一是简单线性回归，以财政收入或其变形形式作为因变量，以GDP或其变形形式作为自变量进行回归分析。该方法的优点是容易实施，结果解释直观。但其要求财政收入和GDP之间具有线性关系，这个要求在实际当中显然不一定符合，这就影响了模型的实际效果。二是协整理论和误差修正模型。协整理论和误差修正模型突破了线性回归模型的线性假设，在财政收入和GDP非平稳的情况下，只要二者具有协整关系，就可以用误差修正模型来拟合二者的关系。但误差修正模型本质上仍是参数模型，有一定的假设条件。从财政收入和GDP的散点图上很难发现二者之间具有何种参数关系，采取参数模型导致模型误设的可能性很大。非参数模型的限制条件较少，具有较强的适应性。因此，为克服前述方法存在的一些问题，本文将采用非参数回归对财政收入和GDP之间的关系进行拟合。
非参数回归构建方法
非参数方法是于20世纪80年代在统计学领域逐渐发展起来的一种现代统计方法。近10几年来非参数方法在经济学领域了应用越来越频繁，非参数计量经济学是当前计量经济学发展的一个热点。这里对本文将用到的非参数回归方法作一简单介绍。本部分下面的内容主要来自BowmanandAzzalini(1997)[9]。回归是最广泛使用的统计工具之一。线性建模从各种意义上来说都是发展和认识充分的，并且存在许多有用的工具检查相关的假设。但是，存在由于数据的内在的非线性而导致线性模式不适用的情况。非参数回归致力于提供一套解决这类数据的建模方法。
1模型和估计
对于模型y=m(x)+ε,其中y表示因变量，x表示自变量，ε表示具有0均值方差为σ2的相互独立的误差项，m(x)代表y与x的关系。当m(x)的函数形式已知，仅需估计函数中未知参数时，此时为参数回归；当对m(x)的具体函数形式不作具体的假定，仅要求其为光滑曲线即可，这就是非参数回归。“光滑”在非参数回归中具有特别重要的意义，没有这个要求，则最佳估计就是简单把各个数据点用线段连接起来，这显然没有意义。因此，对于光滑方法的研究是非参数领域的中心问题之一。已经发展起来的非参数光滑方法有很多，比如核函数光滑，样条光滑，多项式光滑等。本文非参数回归将使用核函数光滑技术。核函数回归又有不同的方法，例如最紧邻估计，核平均估计，局部线性估计等。对于m(x)的估计本文采取局部线性回归。核函数w(z;h)一般是具有0峰并随着z增大而单调递减的光滑的正值函数。这将保证最大的权重赋予那些协变量值xi离感兴趣的点x最近的观测值。为了简便，标准差为h的正态密度函数一般用作核函数。
2光滑参数的选择
光滑参数h控制着核函数的宽度，进而控制估计的非参数回归曲线的光滑程度。当光滑参数过大时，得到的估计会失去数据的曲度的一些细节，导致估计过光滑。当光滑参数过小时，估计开始过于密切追踪数据，这将导致估计欠光滑。显然，有效的平衡是必须的，这就是光滑参数的选择问题。解决光滑参数选择问题的一个简单方法就是在每一个点x处定义均方误差E{m(x)-m(x)}2，其为偏倚的平方与方差项之和。为了构造一个代表估计量整体行为表现的测度，可以对均方误差在自变量观测值上求和。为此可以引进积分的均方误差：MISE(h)=∫E{m(x)-m(x)}2f(x)dx其中f(x)代表自变量的密度。MISE是光滑参数h的函数，因此可以通过求MISE的最小值来得到光滑参数的最优值hopt。交叉验证提供了一种流行的选择光滑参数的方法，其是通过构建MISE的估计量并选择h来求最小值。交叉验证的思想是通过剩余的数据来预测每一个因变量值yi。对于每一个值yi，预测值可以记为m-i(x)，其中下标-i表示观测值(xi,yi)被删除。
4置信带的构建
当假设误差具有正态分布时，那么非参数估计量m(x)也服从正态分布。即使误差分布不能假设是正态的，在较弱的假设下采用中心极限定理就可以认为m(x)近似服从正态分布。但由于估计量m(x)的有偏性，这将导致对于非参数回归曲线构建一般意义上的置信带相对较困难。另一种方法满足于显示非参数回归估计量的变异水平，而不试图去调整不可避免的偏倚。这种类型的带易于构建但需要谨慎的解释。正式地，带状显示了E{m(x)}而不是m(x)的点置信区间。仅需要m(x)的方差估计就可以了。置信带可以构建来指示m(x)的上下两倍标准差。为了区别于正式的置信带，一般使用变异带这个术语以示区别。本文的实证部分给出了估计的非参数回归曲线的变异带。
实证分析
本文讨论中国财政收入增长率与经济增长率之间的关系。在具体变量选择上，财政收入使用统计年鉴中的财政收入指标，经济指标则采用国内生产总值，由于财政收入统计数据一般以当年价格计算，故其增长速度也是名义上的增长速度，为了具有可比性，经济增长率也采取GDP的名义增长率。为了尽可能得到较大容量样本，所选取数据的时间跨度为1953~。数据来源为《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》[10,11]。首先给出数据的描述性分析，作出财政收入增长速度和GDP名义增长率的线图以及他们之间的散点图，具体见图1。在线图中，我们可以发现：GDP名义增长率和财政收入增长速度各自随时间变化的规律并不明显。GDP名义增长率的最低谷出现在1960年附近，最高峰出现在1990~1995年之间；财政收入增长速度的最低谷也出现在1960年附近，而最高峰出现在1970~1975年之间。整体上，财政收入增长速度基本上与GDP名义增长率是同向变动的`，但财政收入增长速度的变化波动幅度更大。在散点图中，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间确实存在一定的关系，但基本不符合线性关系。为了比较，首先还是给出二者之间的线性拟合，然后再对二者之间的关系进行非参数拟合，给出非参数回归的结果。
1简单线性回归模型
下面以财政收入增长速度为因变量(记为FINRate)，以GDP名义增长率为自变量(记为GDPNominalRate)，在1953~2058对数据拟合二者关系的简单线性回归模型，估计方法采取普通最小二乘法(OLS)。估计的回归方程为：FINRate=0.03628+1.007GDPNominalRate.估计的方程中GDP名义增长率的系数通过了检验，是显著的，但调整的R2仅为0.46，方程的估计效果较差。实际上，回归系数为1.0072，非常接近于1，即线性回归模型认为财政收入增长速度与GDP名义增长率之间几乎是同步变化的，这显然不符合实际情况。
2局部线性非参数回归模型
从上面散点图可以看出，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间的具体关系难以确定，对于这种情况，非参数回归可以作为建模方法。下面使用的非参数回归为前面介绍的局部线性回归，光滑参数的选择方法为交叉验证，实现软件为R，具体采用的是由BowmanandAzzalini开发并维护的sm包中的sm．regression函数。局部线性非参数回归的结果如图2所示，图中的虚线为估计曲线的变异带，为了比较，将上面估计的回归直线也在图中给出。从图中可以看出，GDP名义增长率取值在比较正常的范围(0%-20%)内时，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间近似于线性关系，但对于一些GDP名义增长率的极端值情况，二者的关系则已经严重偏离了线性关系，必须用非参数回归的曲线来表示二者之间的关系。因此，非参数回归的结果具有更强的稳健性。
结论
本文主要考察了1953~年期间中国财政收入增长速度和GDP名义增长率之间的关系。由于二者之间存在明显的非线性关系，简单线性回归的估计效果较差。因此文中采用了非线性回归来拟合二者之间的关系，从而较好解决了以前一些学者认为二者之间关系难以确定的问题[12]。分析结果显示GDP名义增长率取值在比较正常的范围(0~20%)内时，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间近似于线性关系，超出这个范围，二者之间的关系具有非线性关系，并且非参数回归给出了GDP名义增长率在整个范围内变化时二者之间的关系曲线。虽然非参数回归给出了二者关系的较好的一个拟合，但由于非参数回归只是用一条回归曲线来代表二者关系，而不能给出二者关系的具体的表达公式，因此对于二者关系的进一步分析具有一定的局限性。
篇4：对办成机构投资者为主的资本市场的思考
对办成机构投资者为主的资本市场的思考
为了贯彻《证券法》，保护投资者的合法权益，需要研究在我国如何加快发展机构投资者，改善资本市场投资者结构，建立以机构投资者法人持股为主的资本市场。发展众多的机构投资者，既有利于参予国有企业的公司治理结构改革，又有利于我国资本市场的稳定健康发展，保护投资者权益。众所周知，一个成功的国内资本市场应具有以下一些特征：有足够的证券发行者和机构投资者，有严格的信息批露标准，以便于投资者对证券进行投资收益与风险评价；有标准的交易票据和交易手段，以便于交易的进行和市场流动性提高；能实现较低的税收和交易成本；有严格的监管制度，能做到保护投资者的权益，对泄露内幕信息、制造虚假信息者和操纵股市者进行严惩等。 而我国现今的股市，虽经过10多年的发展，已有了一些规模，也立了法，已有法可依，但尚是一个不规范的、投机大于投资、非理性的股市。造成这种状况有多种原因：
一、对实行股份制和开办股票市场，急于求成，缺乏认真研究，选择模式不当。从西方发达国家股市看，一种以美英为代表的资本市场上的机构投资者虽然越来越多，但都没有摆脱追求高流动性和短期效益的弊病，投机性很强。另一种以德、日为代表，发展机构投资者的法人投资，法人投资有一种战略眼光，能着眼于对企业和整个社会的发展，注重对企业的管理，而不是像美、英的法人投资者那样追求短期效益。当时，我国发展股市如选择德、日模式，情况就会比现在好得多。 二、我国股市仓促上马，立法滞后。底，才出台《中华人民共和国证券法》，立法滞后，也是造成目前股市不理想、不规范的一个原因。
三、舆论和导向失误。在《证券法》公布前，理论界和舆论界只宣传股市有利于企业经营机制的转换，有利于企业从股市筹资，而不重点宣传股市首先要：“保护投资者合法权益”，“应当遵守自愿、有偿、诚实信用的原则。”因而将股市引入仅仅是“筹资和圈钱场所，使好多股份制企业老总不把投资者作为“上帝”，而看成是“阿斗”，不给投资者以应有的回报。《经济日报》记者陈剑夫同一位准备上市的企业老总聊天，问他为啥要争着上市，回答是：“这钱不一样，等于是白白拣来的，花起来没有还贷压力”(见198月2日《经济日报》“募资使用叫人难放心”一文)。?
四、信息披露失真。有些上市公司在财务上搞虚假包装，以欺投资者上当，使股民投资权益遭受损失，逼着投资者只好进行短期投机。最为典型的是红光公司，编造虚假利润达1.57亿元，骗取了上市资格，使广大投资者上当，遭受了巨大损失。
五、严格规范监管缺位，有法不依，执法不严，使内幕人员和大户联手操纵股市有宽松的.环境。我国《证券法》第71条、184条明确规定：“操纵证券交易价格……获取不正当利益或者转嫁风险的，没收违法所得，并处以违法所得1-5倍的罚款。构成犯罪的，依法追究刑事责任”。但多年来，我国股市上大户做庄、联手操纵哄抬股票价格，从中获得取暴利，广大小股民遭殃的事例屡见不鲜，至今对违规联手操纵的违法案例处理的很少。
六、我国股市投资者主要是4400万投资者散户。据上海证交所的资料，在我国证券市场上，公众股民散户占94%，机构投资者只占5%，自营者占1%。在西方发达国家成熟的股市中，大量的机构投资者的退休养老金、保险基金、银行信托基金和投资基金等拥有长期稳定的资金来源，占股市的50%以上。在每天的股市交易额中，2/3的交易额是由机构投资者进行的，因而，西方发达国家的股市具有较强的稳定性。我国目前以散户为主的股市存在着很大弊病：一是投机性强，换手率高，频繁的股票交易，导致股市狂涨狂跌；二是缺乏参予股市经验的散户，往往成为股市的牺牲品，大户的“美中餐”。据《中国证券报》调查，1994年-年股市中赔钱的户占50%-60%，多是散户。三是股市中散户多，缺乏众多的
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篇5：政治关联与企业绩效的实证关系研究论文
政治关联与企业绩效的实证关系研究论文
一、引言
政府与企业的关系自20世纪90年代以来一直是学者们研究的热门话题。由于我国正处于经济“转轨”时期，制度尚不健全，所以不少企业仍然“政企不分”，政治关联在我国企业中具有一定的普遍性。从政府方而看，政治关联使得政府能对企业进行掌控;从企业方而看，政治关联是政府与企业之间沟通的渠道，企业可以由此获得政府的相关支持与帮助。很多学者从不同方而论述了政治关联与企业的关系以及企业建立政治关联的具体影响。比如Roberts (1990) Foilsman (2001)认为政治关联会对公司的股价造成影响;Faccio (2006)，吴文峰(2009)等认为政治关联可以带来税收减免;于蔚(2012)认为政治关联可以给企业带来相关的资源。
与上述文献相左，一些学者提出了不尽相同的观点。Heifer, Vishnu (1998)认为政治关联偏离了企业价值最大化。Joseph fan等(2007)发现在国有企业中，高管大多由政府任命，他们承担一些社会性功能，政府的长期负而影响降低了股东支付高股价的意愿，并且这些高管大都没有专业知识，企业治理水平低下，企业的长期绩效就会比较差。Classes等(2008)指出政治关联导致银行信贷资源错配。张敏(2010)进而指出有政治关联的企业更容易获得长期贷款，但是获得贷款后他们更容易进行过度投资，贷款对政治关联企业产生了负而影响。
根据以往的文献，本文将对新疆上市企业的政治关联对企业绩效的影响进行实证研究。本文假设:政治关联与企业绩效正相关。
二、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文选取2009年1月到2013年12月在沪深交易所上市的新疆上市公司为研究样本。数据来源于深圳国泰安信息技术有限公司CSMAR数据资料库。对样本数据进行了如下筛选::1剔除金融性公司;2剔除连续亏损的企业(ST,PT公司);3剔除高管个人信息披露过少的企业。本文选取了34家样本公司，其中有政治关联的是22家，占总样本比例64. 7 % 。
(二)因变量的`选取
一般对于企业绩效的考虑通常包括市场和财务两个方面，有公司盈利能力、发展能力和竞争力等多个指标。
1会计类绩效指标
在有关绩效的实证研究中，一般有多个会计指标，包括总资产收益率(ROA)、利润增长率(EARN)、净资产收益率(ROE)、销售利润率(ROS)等。
2市场类绩效指标
实现股东价值最大化是企业经营的重要目标，通常股票的市场价格是最能体现股东价值的指标。在实证研究中，有的学者用值作为市场指标来衡量绩效;有的采用市场超额累计收益率或买入并持有收益率进行度量。本文参考以往文献选择会计指标资产收益率( ROA)来度量企业绩效。
(三)解释变量的定义及度量
对政治关联的定义和度量，通常以高管政治背景作为代理变量。国外企业的研究中，Roberts (1990)以企业在政治竞选活动的捐款来衡量企业的政治关联;Fan等(2007)以CEO的政治身份来界定政治关联，只要企业的CEO曾经或目前在政府部门任职，则企业具有政治关联;Faccio (2006)以公司的控股股东或高管具有政府工作经历，或跟某位政府官员、国会议员或政党有紧密联系来界定政治关联。国内市场的研究中，吴文峰等(2008)把政治关联定义为，企业的董事长或总经理曾在政府或军队等其他部门任过职。
对于政治关联的度量，国内学者一般都采用哑变量有政治关联的为1，也有学者通过构建政治影响力指数来衡量企业政治关联的强度王庆文和吴世农，2008，但这种做法主观性太强，一般不被采用。本文是找出董事会成员以及高管的资料，然后查找他(她)是否为人大代表、政协委员或在政府部门任职或者曾经为人大代表、政协委员或在政府部门任职对新疆企业的政治关系进行刻画。本文定义的新疆上市公司的政治关联用以下方法来度量:整体政治关联哑变量POL，如果在企业董事会成员以及高级管理人员中，如果现任/曾任职于政府部门、军队，或者现任/曾任人大代表、政协委员，则该企业的POL为1，否则为0。
1 在全样本中，ROA均值为0. 2897 ,
大于非政治关联组(0. 0000)而小于政治关联组(0. 0448)的绩效。将政治关联组与非政治关联组相比较可以看出政治关联组的企业绩效的极大值(0. 1630 )、极小值(0. 0480 )、均值(0. 0448 )、标准差(0. 0618)均大于非政治关联组企业绩效的极大值(0. 0930 )、极小值( - 0. 1730 )、均值(0. 0000 )、标准差(0. 0517 )，由此可知在新疆上市公司中的政治关联企业的绩效高于非政治关联企业的绩效，原因可能是由于政治关联使企业获得更多银行贷款和更长的贷款期限，可以为企业带来税收减免、融资优惠，进入管制行业，获得政府救助等。
2实证分析结果
中数据是两变量之间的Pearson系数，可以看到变量POL与变量ROA之间的系数为0. 0370，显著性为0. 031，说明政治关联对企业绩效有正效应影响，且在5%的水平内显著。说明本文的假设1成立，即从整体来看，企业高管的政治关联可以提高企业的绩效。
三、结论及建议
本文以新疆34家上市公司为研究样本，构建回归模型，实证检验了政治关联对企业绩效的影响，得出以下结论:从整体来看，企业政治关联与公司绩效呈现正相关的关系，说明企业通过建立政治关联，可以为公司带来益处，使公司绩效得到提高。因此企业在合法的情况下与政府部门建立良好的关系，积极配合政府的工作，可以避免自身利益受到不必要的损害，甚至能够获得一定的支持与帮助。
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