股權結構與中小股東保護關系的實證研究

趙嫚

一、引言

我國公司屬于典型的“一股獨大”式的股權結構，控股股東侵害中小股東利益的行為司空見慣，而我國保護投資者利益的相關法律不健全，更使得控股股東的侵害行為無法得到很好的抑制。在我國，中小股東保護問題是公司治理的核心問題，同時也是公司法、證券法等相關法律需要密切關注和解決的問題。

John Cubbin和Dennis Leech（1983）基于概率投票模型的控制度法,在控制權研究領域開創了一個新的視角，在整個公司治理研究方面也起著舉足輕重的作用。隨后，國內外學者對該模型進行了廣泛研究及應用。本文試圖將此模型作為基礎，分析股權結構與控制權的關系，進而分析股權結構對中小股東保護的影響。

二、理論分析和假設提出

John Cubbin和Dennis Leech（1983）給出的控制度定義為：概率投票模型假設下，確?？毓晒蓶|實現絕對支持的概率。在此記最大股東的控制度為α，于是：

，將

帶入上式，由于w1≥w2，因此，當其他股東的股權越集中α值越小，其他股東的股權越分散α 值越大?？梢酝贫ǎ鹤畲蠊蓶|的控制度與其他股東的股權集中度負相關。又因為最大股東的控制度與中小股東保護負相關,從而中小股東保護與其他股東的持股集中度正相關。

在現有的文獻中，控制權多指實際控制人的控制權，國泰安數據庫給出的也是按照La Porta等人(1999)所提出的方法計算得出的實際控制人的控制權比例?？梢哉J為將最大股東控制度替換為實際控制人的控制權比例，上述結論同樣具有合理性。另外，實證研究中用其他前十大股東的持股比例之和代表其他股東的持股集中度，因此，本文提出假設：其他條件一定的情況下，其他前十大股東的持股比例之和與小股東保護正相關。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2010年滬、深兩個交易所主板市場上1365家上市公司全部A股作為研究樣本，并在此基礎上進行了以下剔除：1.剔除148家被ST的公司；2.剔除34家金融保險類公司；3.剔除6家無控制股權公司；4.剔除13家兩個或以上實際控制人的公司；5.剔除50家數據缺失的公司；6.剔除13家控制權小于10%的公司（通常認可的最終控股股東的控制權標準是10%以上），最后得到的有效樣本為1101家。樣本數據來源于國泰安數據庫，并在此基礎上對照上市公司年報在前十大股東出股比例基礎上剔除了實際控制人及其一致行動人的持股比例，得到實證研究所需的其他前十大股東持股比例之和。

（二）指標選取

其中， M＇表示出席會議的股東所持表決權的投票結果占出席會議的股東所持表決權票數的比例， m表示某一預先設定比例， Pi表示股東i的持股比例， P0表示最大股東的持股比例， N表示全部股東數量， N1表示除最大股東外的大股東數量， w1表示除最大股東外的大股東出席股東大會的概率， w2表示小股東出席股東大會的概率， ω 表示某股東參加投票的概率。

四、統計結果與分析

（一）樣本數據的描述性統計

本文使用spss17.0統計學軟件進行數據處理。表1描述了樣本的描述性統計結果。

表1 樣本的描述性統計結果

觀察表1，可以看出我國上市公司實際控制人的控制權比例較大，平均值為38.66%，說明我國上市公司的平均情況是“一股獨大”，實際控制人牢牢控制著上市公司。

此外，根據統計結果，protect取值為5的公司為153家，占樣本總量的13.90%；取值為4的公司為174家，占樣本總量的15.80%；取值為3的公司為412家，占樣本總量的37.42%；取值為2的公司為248家，占樣本總量的22.52%；取值為1的公司為114家，占樣本總量的10.36%?？梢姡覈行」蓶|保護情況還較差，公司法、證券法還應該加強中小股東保護方面的立法，從而增強資本市場的吸引力。

（二）相關性分析

為了驗證變量之間的相關關系，本文應用spss17.0軟件對相關變量進行了相關性分析。表2描述了本文所選取的變量之間的相關系數。

表2變量之間的相關性系數表

注：○1**表示在0.01水平（雙側）上顯著相關，*表示在0.05水平（雙側）上顯著相關，括號內的數字表示顯著性概率。

觀察表2，可以看出，中小股東保護變量與實際控制人股份流通性因素、前十大股東持股比例之和在0.01水平（雙側）上顯著正相關，與實際控制人所有權比例、公司規模在0.01水平（雙側）上顯著負相關。本文所提假設得到驗證。

關于表征中小股東保護的指標，本文參考了張人驥、劉春江（2005）研究中的方法，并進行了微小修改。當實際控制人的持股比例大于或等于50%時，實際控制人絕對持股比例因素取1，當實際控制人的持股比例大于20%，小于50%時該因素取2，當實際控制人的持股比例小于20%時該因素取3；當實際控制人的持股比例大于或等于其他前十大股東的持股比例之和時，實際控制人相對持股比例因素取0，否則取1；當實際控制人的股份性質為國有，實際控制人股份性質因素取0，否則取1。

（三）回歸分析

由于相關性分析在分析兩個變量之間的相關性時未考慮其他變量的影響，分析結果具有一定的局限性，本文采用多元線性回歸中的逐步回歸方法對中小股東保護變量進行了多元線性回歸分析。為了驗證所提出的假設，設計以下模型：Protect=α+β1Conper+β2Shacon+β3Circulate+β4Size+ε

表3描述了中小股東保護變量的回歸結果

觀察表3，首先該模型調整的R2值較大，并且Sig.值為0.000，因此該模型的總體回歸效果是顯著的。另外，最后一列共線性容差均較大（大于20%），從而很好地降低了自變量之間的多重共線性問題，該模型有很好的解釋效果。

進一步觀察，β2β3為正，β1β4為負，說明中小股東保護與其他前十大股東的持股比例之和、實際控制人股份流通性因素正相關，與實際控制人控制權比例、公司規模負相關，假設得到驗證。各自變量的顯著性概率均小于0.05，因此自變量在0.05的顯著性水平上能夠很好地解釋因變量。

五、結論

本文通過對2010年我國滬深A股主板市場的上市公司進行實證分析得出結論：其他條件一定的情況下，其他前十大股東的持股比例之和與小股東保護正相關。對其他股東而言，為削弱實際控制人的控制權，加強對其自身權益的保護，可以增加其股權集中度，可以考慮的手段之一就是股權制衡。此外，作為國家為保護中小股東權益，增強資本市場的吸引力，可以調整相關政策，比如削弱上市公司實際控制人對上市公司的絕對控制權，加強股票市場的流通性，等等。

（作者單位：山西大學管理學院）