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近年来,随着各国学者对控股股东对上市公司“掏空”行为（tunnelling）的广泛研究,控股股东的另一行为方式——“支持”（propping）也逐渐引起了学术界的关注。然而,因为与“掏空”行为相比,“支持”行为比较少见,而且并不会引发其它股东公开的抗议或诉讼,所以研究者很难直接观察到控股股东“支持”行为的发生。为克服这一限制,学者们利用了以下两个关键的隐含假设（后文简称“关键假设”）对“支持”行为的影响因素、经济后果等方面进行研究。首先,现有研究均假设“支持”行为会对上市公司的产生积极的经济影响。这一假设是间接判断“支持”行为发生与否的重要依据。根据这一假设,学者可以推断在同一消极经济冲击下业绩受到影响较少的公司获得了控股股东的“支持”,或者判定产生正异常回报率的关联方交易为控股股东的“支持”行为。其次,学者在研究中往往对“‘支持’行为发生的可能性”和“‘支持’行为的经济后果”两个概念等量齐观。这是因为前者难以直接衡量,而根据上一条假设,后者可通过对公司业绩或股票回报率的比较获得。这一假设主要适用于对“支持”行为解释因素的研究,比如有文献根据公司所有权结构和关联交易正异常回报率的关系推断具有该所有权结构特征的企业是否更容易或更不容易获得控股股东的“支持”。以上两个关键假设的广泛应用以及其与具体研究方法的紧密联系表明了它们在现有控股股东“支持”行为文献中的关键作用。然而,问题在于目前为止尚没有实证研究对这两条关键假设的正确与否进行检验。受关联方交易文献启发,本文通过整理2006年至2009年间中国上市公司关于获得关联方贷款的公告,发现关联方贷款是我国上市公司控股股东“支持”行为的一种特殊形式。依据如下：首先,数据表明,关联方贷款数量与中国宏观经济情况变化趋势相反。2007年,中国GDP增长率达13年间最高值13%,同期仅发生38例关联方贷款,而当在2009年中国出口下降16%且GDP增长率8年间第一次放缓至9%的情况下,关联方贷款激增至121例。以上趋势符合Friedman等（2003）关于“支持”行为多在企业遭受负面经济冲击时发生的论断。其次,在2009年有披露贷款利息的91例关联方贷款中,74例享有至少不高于同期银行贷款的利息,体现了“支持”行动特有的利益输送流向。基于以上两点,本文判定在中国上市公司受到金融危机影响后,控股股东利用关联方贷款对上市公司进行“支持”。本文以上市公司获取的关联方贷款代表控股股东的“支持”行为,直接检验包括成长潜力,杠杆比率,所有权结构等在内的公司特征和“支持”行为发生可能性的关系,并直接考察“支持”行为对企业业绩的影响。另外,基于以上检验,本文还比较了同样一组所有权变量对“‘支持’行为发生可能性”及“‘支持’行为经济后果”各自的影响。本文的研究结果不仅可以为“支持”行为提供直接实证证据,同时能够检验关键假设及建立于关键假设上的研究方法这两者的有效性。本文的研究数据主要来自锐思数据库。首先,本文以2009年底沪深两市全部上市公司作为初始样本,逐步剔除符合以下标准的公司：（1）金融类上市公司；（2）上市时间少于一年；（3）没有按规定披露财务或所有权结构信息。本文的最终样本包括1,321家上市公司,占中国上市公司总数的70%,有很强的代表性。其次,本文对锐思数据库中2009年全部有关借贷情况的公告进行整理,以得到获得控股股东“支持”的上市公司子样本。因为本文主要考察控股股东对上市公司本身的“支持”行为,所以剔除了涉及上市公司为关联方提供贷款,关联方为上市公司子公司提供贷款以及还款信息等内容的公告。最终,共121例关联方贷款符合控股股东“支持”行为的要求。本文将这121例贷款公告与上市公司相对应,得到了由92家公司组成的被“支持”上市公司子样本。为便于与前人得到的间接实证证据做比较,本文选取了以下变量对控股股东“支持”行为的解释因素进行考察：（1）上市公司上一年度的总资产收益率（ROA08）;（2）上市公司上一年度的杠杆比率（LEV08）；（3）上市公司未来成长潜力（TAGr06）;（4）上市公司是否由国家非企业机构控股（STAT NC）;（5）上市公司是否有国有企业控股（STATC）（6）上市公司是否有发行B股或在海外交叉上市（FORNG）；（7）上市公司第一大股东持股比例（CON1）;（8）上市公司第二到第十大股东持股比例（CON210）。根据文中具体理论假设,本文又将前三个变量统称为动机变量,后五个变量统称为所有权结构变量。另外,需要说明的一点是,本文采用上市公司从06年至09年总资产增长率来衡量（3）上市公司未来成长潜力,隐含假设一家公司未来发展潜力可由其过去表现推断。本文采用2008年到2009年间上市公司总资产收益率（ROA）和托宾Q的年度变化作为衡量控股股东“支持”行为经济后果的变量。ROA从公司盈利能力即经营绩效的角度考量上市公司业绩,托宾Q则引入上市公司股票市值以体现市场对上市公司未来的期望,两者各有侧重。因此,本文同时采用以上两种方法衡量上市公司经济状态。另外,本文选用的是年度变化这一相对值而非2009年底的绝对值,原因在于依照本文理论假设,被“支持”的上市公司与未被“支持”的上市公司在上一年度的业绩应有显著差异,所以使用相对值可以更好的捕捉到“支持”行为对上市公司业绩产生的影响。描述性检验表明,上市公司主要从五类关联方处获取贷款,它们分别是：上市公司的控股股东、其它股东、兄弟企业、子公司以及其他关联方。从数量上来看,控股股东提供的贷款数占2009年所有关联方贷款的64.46%,是上市公司关联方贷款的最主要来源。第二大来源是上市公司的兄弟企业,提供贷款数占总数的19.83%。其他股东,子公司以及其他关联方提供的贷款分别占全部关联方贷款的2.48%,10.74%,和2.48%。从贷款额度方面来看,控股股东向上市公司提供的贷款平均值高达1,048,822,982元（人民币）,占贷方总资产的13.5%。兄弟企业紧随其后,向上市公司提供均值为757,147,903.70元（人民币）关联方贷款,占贷方总资产的15.5%。其他股东,子公司和其他关联方提供的贷款均值分别为225,000,000元（人民币）,201,461,538.50元（人民币）和150,500,000元（人民币）,分别占贷方总资产的8.1%,2.8%和3.3%。以上数据揭示了控股股东在发放关联方贷款中所扮演的重要角色,从而再次验证了本文关于关联方贷款“支持”属性的判断。接下来,本文在描述性检验部分将总样本分为被“支持”的上市公司和没有被“支持”的上市公司两个子样本,并比较这两个子样本在一系列公司特征变量方面的差异。T检验的结果表明,两个子样本在ROA08, Q08,LEV08,Q09,TAGR06,CON1和SIZE这些变量上有显著差异,而在ROA09,LEV09,CON210上没有显著差异。具体来说,2008年,较之没有被“支持”的公司,后来获得控股股东“支持”的上市公司的托宾Q值和杠杆比率更高,ROA更低。而在2009年,两个子样本在ROA和杠杆比率上已无显著差异,而且,虽然两者托宾Q的差异仍然保持显著,符号却已经相反—一2009年,被“支持”的上市公司的托宾Q值显著低于没有被“支持”的上市公司。此外,获得“支持”的上市公司第一大股东拥有更高的持股比例。最后,数据还表明,国有控股企业以及发行B股或海外交叉上市的企业在获得“支持”的上市公司组成的子样本中占有更高的比例。在实证研究的第一部分,本文建立了一组Logistic回归模型以检验上市公司特征对“支持”行为发生可能性的影响。回归模型的因变量均为衡量关联方贷款是否发生的虚拟变量（RPL）,自变量则分为动机变量,所有权结构变量,以及二者的交互项三组,逐步进入模型。回归结果表明杠杆比率和未来成长潜力可以显著提高“支持”行为发生的可能性。另外,由国家控股,尤其是由国有企业控股的上市公司更容易获得控股股东的“支持”。发行B股及海外上市也会显著增加上市公司被控股股东“支持”的可能性。此外,公司上一年度的ROA和二到十名股东的控股比例则与“支持”行为发生可能性没有显著关系。这说明较低的经营业绩并不是,或者起码不是引发以关联方贷款为形式的“支持”行为的主要动机。其他股东对控股股东的制衡力也十分有限。此外,虽然第一大股东的控股比例本身与“支持”行为发生概率也没有显著关系,它与未来成长潜力的交互项却与“支持”行为发生的可能性显著负相关。这说明当控股股东对上市公司有足够大的控制权时,它就不需要通过对公司发展前景的暂时“支持”来谋求未来更大的“掏空”机会。在实证研究的第二部分,本文首先建立两个线性回归模型,检验关联方贷款对上市公司经营业绩和市场价值各自的影响。模型的因变量分别为ROA年度变化和托宾Q年度变化,自变量包括解释变量RPL以及作为控制变量的行业平均业绩年度变化（CROA或CQ）和上市公司的规模（SIZE）。实证结果表明关联方贷款的发生与上市公司ROA的年度变化显著正相关,与托宾Q的年度变化显著负相关。这一发现表明,虽然控股股东可以通过“支持”行为提高上市公司的经营绩效,却非但未能如预期一样对上市公司的市场价值产生积极影响,反而造成了市场价值的下跌。此结果揭示了市场对“支持”行为的态度：由于控股股东“支持”行为在中国较为少见,所以当上市公司明确对外发布关联方交易公告即“支持”行为的信号时,市场会认为该公司已深陷财务困境,以至于一贯善于“掏空”的控股股东都不得不为保住上市公司而对其进行“支持”。另外,根据Friedman等（2003）提出的理论,“支持”与“掏空”如硬币的正反两面,容易被“支持”的公司也容易被“掏空”,因此上市公司传递的“支持”信号反而会降低市场对其公司治理水平的信任度,从而对该公司的市场价值产生负面影响。这一发现的重要性在于它对“支持”文献中广泛采用的关键假设“‘支持’产生积极经济后果”以及基于该假设发展出的研究方法的正确性提出了质疑。在实证研究的余下部分里,本文以接收到控股股东“支持”的92家上市公司作为子样本,分别对ROA年度变化和托宾Q年度变化与一组所有权结构变量的关系进行回归。为方便之后的比较,这组所有权结构变量与前文中用于Logistics回归的所有权结构变量相同。回归结果显示,第一大股东的控股比例与ROA年度变化显著正相关,与托宾Q年度变化显著负相关。另外,衡量“是否被国有非企业类机构控股”的哑变量STATNC与托宾Q年度变化显著正相关。这些结果在控制了关联方贷款额度后仍然显著。以上实证证据表明控股股东的控制权越高,它贯彻“支持”行为的能力就更强,从而使之更好地改善上市公司经营业绩。而在市场方面,不同上市公司发出同样的“支持”信号时,控股股东股权集中度高的公司会遭受更大程度的负面市场价值影响,而由政府或国资委控股的公司则反之。这说明市场会根据其对公司治理信任水平的差异不同程度地调整其对公司价值的评估。除以上两个变量之外,其他所有权结构变量与两个因变量均没有统计意义上的显著关系。接下来,本文将本部分的实证结果与第一部分实证研究中第二个Logistic模型的回归结果进行比较,发现同样的所有权结构变量对“支持”行为经济后果和“支持”行为发生可能性有着截然不同的影响一一这些变量不仅在两组回归模型中显著水平有很大差异,回归系数的符号也截然相反。这一发现表明现有研究中用上市公司特征与“支持”行为经济后果的关系来判断具有该特征的公司是否更容易被“支持”的实证方法有待商榷,从而进一步质疑将“‘支持’行为经济影响“与“‘支持’行为发生可能性”等量齐观的隐含假设一一前者虽与后者显著相关,却同时受到后者以外的其它解释因素影响。本文对现有文献有如下贡献：首先,本文观察到控股股东“支持”行为的一种特定方式,即在负面经济冲击下上市公司所获得的关联方贷款。基于这一观察,本文为“支持”行为的解释因素及其经济后果提供了直接实证证据。其次,本文的实证研究结果表明,现有“支持”行为文献中广泛使用的两条关键假设以及相应研究方法存在一定问题。因此,未来关于控股股东“支持”行为的研究应尽量减少对以上假设及研究方法的依赖性,或者试图找出可以弥补这些问题的方法。最后,本文采用中国上市公司最新财务及所有者结构数据进行实证研究,因此研究结果为揭示中国上市公司控股股东及其他股东间代理问题的现状提供了依据。本文也有一定的局限性。由于2009年的宏观经济状况和控股股东的实际做法为研究“支持”行为提供了很好的机会,所以本文选取这一年的关联方贷款及上市公司相关数据作为实证研究的对象。然而,这一选择同时也导致本文关于“支持”行为经济后果的研究只能局限在一年之内。因此,未来研究可以在数据充足的情况下,考察“支持”行为在较长时间框架下对上市公司的经济影响,看是否与本文结论存在差异。