股權制衡與公司價值創造能力“倒U型”假說檢驗
——基于面板數據模型的實證

阮素梅，丁忠明，劉銀國，楊善林

(1.合肥工業大學管理學院，安徽 合肥 230009；2.安徽財經大學商學院，安徽 蚌埠 233041;3.安徽財經大學金融學院，安徽 蚌埠 233041；4.安徽財經大學會計學院，安徽 蚌埠 233041))

1 引言

現代公司治理理論認為股權制衡與股權控制對公司價值創造能力能夠產生顯著影響，然而就影響范式、影響效果等問題的研究尚未達成一致結論。股權制衡能否有助于改善公司治理、解決兩類委托代理問題、降低代理成本以提高公司價值，學界對此一直不斷研究和探討，Pagano[1], Bennedsen[2]等關于股權制衡理論的研究為解決這一難題提供了新思路。然而在大多數國家，股權并非高度分散而是呈現出相對集中的普遍態勢。Shleifer和Vishny[3]研究認為適度的股權控制是必要的，因為大股東具有限制經理層以犧牲中小股東利益來謀取自身收益的動機和能力,這既能有效監督經理層的行為，又能避免股權高度分散下的‘免費搭便車’問題；而針對控股股東的利益侵占行為，部分學者認為在公司中建立股權制衡機制能夠有效抑制控股股東對中小股東的利益侵占[1,2,4]。

關于股權控制與公司價值創造關系的研究成果較豐厚，一種觀點認為，第一大股東持股比例與公司價值創造線性相關，既包含正向線性相關關系，也包含反向線性相關關系。如：安燁[4]運用混合面板數據模型實證得出股權集中度與公司績效正線性相關；而曹裕[5]、李亞靜[6]等的研究結論則相反，他們認為公司價值創造與股權控制度顯著負相關, 并且大股東控制產生的“損耗效應”是中國資本市場資源配置無效率的根本原因[7]。另一種觀點，以Morck[8]為代表的學者認為第一大股東持股比例與公司價值創造并非線性相關，而是呈現出非線性相關關系。如：施東暉[9]、白重恩[10]、陳德萍[11]等研究發現公司價值創造與第一大股東持股比例呈“正U型”非線性相關；以謝軍[12]、羅進輝[13]等為代表的學者認為公司價值創造與第一大股東持股比例存在顯著的“N”型三次非線性相關；而孫永祥[14]、張佳[15]等的研究卻發現上市公司價值創造與第一大股東持股比例存在“倒U型”關系。因此，從對上述文獻的梳理研究發現，學界對股權控制與公司價值創造關系研究較為深入，取得了較好的研究成果。雖然，絕大多數研究成果支持股權控制與公司價值創造之間存在密切聯系或顯著的關聯關系，但這種關聯關系是線性的還是非線性的，學界并未達成一致結論。

目前學界關于股權制衡與公司價值創造關系的研究成果相對較少，主流觀點認為股權制衡可以弱化控股股東的侵害能力，進而提高公司效率和企業價值[16-18]；同時股權制衡對并購公司價值的正面促進作用不受大股東之間股權性質異同的影響[19]；且在一定程度上能有效降低真實交易盈余管理和整體調節利潤的操縱程度[20]。而孫永祥[14]、趙景文[21]等研究認為股權制衡度低的公司其績效優于股權制衡度高的公司；安靈等[22]運用門檻面板模型實證研究得出股權制衡對大股東利益主導下的過度投資行為具有一定的抑制作用,但過度的股權制衡也會帶來投資不足的問題；吳紅軍等[23]的研究發現當其他大股東對第一大股東制衡能力處于很強或很弱的兩端時，比處于中間水平更有利于上市公司的價值創造，公司價值隨其他大股東制衡能力的增強呈現出“U型”形態。

總之，我們認為股權制衡和股權控制是影響公司價值創造的重要因素，已有相關研究成果很多但分歧較大，究其原因受所選樣本、時間窗、研究方法、度量指標及股權分置改革等因素影響，研究結果缺乏穩健性。本文通過系統梳理文獻發現，關于股權制衡與公司價值創造關系的研究成果較少且缺乏系統深入，大多是基于線性范示的討論，非線性范示方面的研究成果較少，尤其是關于最優股權制衡度規模及影響因素的研究成果更是匱乏。與以往單獨考慮股權控制或股權制衡對公司績效的影響不同，本文在綜合考慮股權制衡與股權控制對公司價值創造影響的基礎上，選擇從2000年到2010年11個年度共6674個樣本數據進行了實證研究，基于具有靈活形式的部分線性面板數據模型，討論股權制衡度對上市公司價值創造能力的影響效果，并對最優股權制衡度規模進行了深入研究。本文創新性工作表現為：第一，同時考慮了股權制衡與股權控制對公司價值創造能力的影響，避免單獨考慮股權制衡或者股權控制而導致實證結果的偏差，為最優股權制衡度的提出與分析奠定了基礎；第二，建立了部分線性面板數據模型，并給出相應的檢驗方法，用于線性與非線性影響模式選擇，其實證研究結果發現上市公司價值創造能力隨股權制衡度呈現“倒U型”曲線，并進一步給出了最優股權制衡度規模及其變動規律。

2 理論假說

控股股東具有兩面性：一方面，控股股東與公司的利益協同效應導致公司價值創造能力增加。隨著控股股東持股比例增加，其與公司的利益協同效應相應增加，掏空公司的動機越來越弱，提高公司價值創造的動機越來越強，并且當公司處于困境時，控股股東還會利用私人資源向公司轉移資產或利潤以對公司提供支持。另一方面，控股股東的利益侵占效應導致公司價值創造能力降低。隨著控股股東持股比例的增加，其更有條件和能力利用公司內部信息使大股東的關聯公司獲得超額利潤，或者通過地下隧道轉移、侵占公司財產等形式造成對小股東利益的侵占。對于控股股東和其他大股東來說，大股東間的共謀與監督影響著公司的價值創造能力：如果選擇共謀，其他大股東將與控股股東就控制權收益的分配進行討價還價，對公司的掏空效應增加；如果選擇監督，在增加控股股東掏空風險和成本的同時，大股東之間及其與公司的利益協同效應增加。因此，公司價值創造能力受控股股東的股權控制度和其他大股東股權制衡度的制約。

2.1 股權制衡對上市公司價值創造能力的影響

股權制衡度是衡量公司大股東之間相互制衡的程度和公司股東之間股權分布的競爭程度，主要表現為除第一大股東之外的其他大股東對第一大股東的制衡程度。實際中，公司控制權往往由幾個大股東共同分享，通過內部牽制，使得任何一個大股東都無法單獨控制企業的決策，從而達到大股東相互監督的股權安排模式，這就是股權制衡。本文認為股權制衡對公司價值創造能力的影響具有區間特征，股權制衡效果取決于其他大股東對控股股東的股權制衡度，過低與過高的股權制衡度都會給公司價值帶來不利影響。若其他大股東股權制衡度過低，意味著控股股東的股權控制度過高，控股股東超強的利益侵占效應導致股權制衡和民主作用的嚴重破壞，不利于公司價值創造能力的提高。隨著股權制衡度增加(即控股股東的控制度降低)，其他大股東對公司的監督效應增加，控股股東較高的掏空風險和成本將降低其對公司的侵占效應，導致公司價值創造能力增加。當股權制衡度過高時，其他大股東超強的監督效應往往使大股東間過度民主或趨于合謀。過度民主會導致控股股東治理效應的嚴重弱化和難以形成有效率的集中決策、投資不足以及機會喪失等問題，而合謀的利益侵占效應也會導致公司價值創造能力的降低。因此，就股權制衡度而言，可能存在某個合理的區域(即最優股權制衡度規模)，并且這一合理的區域可能受到其他因素(如：公司規模、股權性質等)的影響。

假說1：股權制衡對公司價值創造能力的影響是非線性的，存在一個最優股權制衡度規模，隨著股權制衡度增加，公司價值創造能力呈現“倒U型”變化規律，并且其他因素的影響會改變最優的股權制衡度規模。

2.2 股權控制對上市公司價值創造能力的影響

所有權適當集中于大股東能夠對經理人實施有效的監督，其他大股東對控股股東的“監督效應”可以提升公司的價值創造[24]，然而當控股股東持股比例達到一定程度后，對公司的控制權大大超過其擁有的所有權，此時大股東很有可能運用超強的控制權來掠奪公司的整體利益[25-26]，導致公司價值創造能力降低,并且大股東與經營者的合謀行為導致中小股東收入水平下降[27]。

假說2：股權控制度與上市公司價值創造能力顯著負相關，即股權控制度越高公司價值創造能力越低。

3 部分線性面板數據模型

3.1 模型表示

面板數據為由截面數據與時間序列組成的二維數據，綜合了兩個維度的信息，從而可以提供單純依靠截面數據或時間序列數據無法揭示的經濟規律。在面板數據模型中，線性面板數據模型最為常用，可以體現解釋變量對被解釋變量的線性影響。然而，現實中，可能一些解釋變量的影響是線性的，而另外一些解釋變量的影響卻是非線性的。為此，需要建立部分線性面板數據模型：

yit=m(xit)+z′itβ+uit

(1)

式中，yit為被解釋變量；xit為一個解釋變量，m(·)為任一非線性函數，體現xit對yit的非線性影響；z′it為解釋變量組成的向量，通過回歸系數向量β，對yit產生線性影響；i=1,2,…,ni表示截面單位，t=1,2,…,T表示觀察時期。當ni相等時，式(1)為平衡面板數據模型；否則，式(1)為不平衡面板數據模型。對于式(1)中的誤差項uit，可以進一步分離出個體效應與時期效應，得到：

uit=μi+λt+εit

(2)

式中，μi為個體效應；λt為時期效應，誤差項εit滿足E(εit|xit,z′it)=0。

3.2 模型估計

綜合式(1)與式(2)可得：

yit=m(xit)+z′itβ+μi+λt+εit

(3)

要想實現式(3)的估計，需要確定非線性函數m(·)的形式。本文擬采用三種參數設置

線性形式：m(x)=a1x

(4)

二次形式：m(x)=a1x+a2x2

(5)

三次形式：m(x)=a1x+a2x2+a3x3

(6)

實現解釋變量xit對yit的非線性影響，其中線性形式作為對比的基礎。不僅如此，還可以根據非線性函數m(·)的形式，判定xit對yit的邊際貢獻能否達到最大以及何時達到最大。

根據樣本數據性質的不同，部分線性面板數據模型還可以表示為確定效應模型和隨機效應模型，并分別對應不同的參數估計方法。確定效應模型是指把原模型中遺漏的個體特征或時期特征當作未知的確定參數，隨機效應模型則把它們視為如同隨機擾動項一樣的隨機變量。一般情況下，如果僅以樣本自身效應為條件進行推論，宜使用確定效應模型；如果欲以樣本對總體效應進行推論，則采用隨機效應模型?？梢酝ㄟ^Hausman檢驗(Hausman, 1978)判定模型采用隨機效應模型還是固定效應模型。

3.3 模型選擇

由前面的分析可以看出，本文擬建立三個互相嵌套的部分線性面板數據模型：

線性模型：yit=a1x+z′itβ+μi+λt+εit

(7)

二次模型：yit=a1x+a2x2+z′itβ+μi+λt+εit

(8)

三次模型：yit=a1x+a2x2+a3x3+z′itβ+μi+λt+εit

(9)

F(linearV.S.quadratic)=

(10)

F(quadraticV.S.cubic)=

(11)

式中，RSS(linear),RSS(quadratic),RSS(cubic)分別為式(7)、式(8)與式(9)的殘差平方和；df(linear),df(quadratic),df(cubic)分別為對應的自由度，滿足：自由度=樣本量-(個體效應+時期效應)-變量個數。由于F統計值越大對原假設越不利，故這里的假設檢驗為單側假設檢驗。

4 實證研究

4.1 樣本與變量

4.1.1 樣本選擇

本文以滬深交易所A股上市公司為研究對象，樣本選取過程如下：第一，為避免A股、B股以及境外上市股票之間的差異，本文僅考慮那些只發行A股的上市公司；第二，剔除了金融保險行業上市公司，因為這類行業上市公司較為特殊且適用的會計準則與會計方法和其他行業的上市公司有所不同，其財務指標揭示的內容也不同；第三，考慮到數據完整性，剔除了財務數據缺失的上市公司；第四，剔除了樣本觀測期間那些經濟性質在國有企業和其他類型企業之間不斷變化的上市公司。在做了上述剔除后，最終剩下214家上市公司，樣本區間為2000年到2010年共11個年度，樣本測值數為6674個。所有符合條件的上市公司，組成了非平衡的面板數據，所有數據均來自RESSET金融研究數據庫 (www.resset.cn)。

樣本樣本篩選與數據處理都使用了R2.15.0(http://www.R-project.org/)進行編程計算，感興趣的讀者可以來函索取源代碼。

4.1.2 變量設計

本文主要涉及的變量其功能及屬性特征詳見表 1。除“所有制性質”這一變量外，其余變量取值均可直接觀測。對于變量“所有制性質”而言，數據庫中并無該變量的實際數據。在2000年-2010年間，所有上市公司(共2100家公司)中，只有214家上市公司的經濟性質完全沒有發生變化。為此，我們將經濟性質(主要有9種企業類型，它們是：1-國家單位;2-國有獨資;3-國有控股;4-中外合資;5-外資獨資;6-民營;7-集體企業;8-自然人;9-其它)進行合并，將“1-國家單位”、“2-國有獨資”、“3-國有控股”視為國有企業，其余視為非國有企業。

4.2 描述統計與分析

為討論股權制衡度對上市公司價值創造能力的影響，首先給出EBD與QVal的散點圖見圖1。由圖1可見，在EBD與QVal中都存在一個異常值，對這兩個樣本點進行剔除。圖2為剔除異常值之后的散點圖，其中左側小圖為QVal的箱線圖，下方小圖為EBD的箱線圖，可以看出這兩個變量都呈現有偏的分布。圖2大圖中的綠色橢圓表明，大多數企業處理EBD與QVal都較小的區域；紅色實的曲線為由R軟件中lowess函數擬合所得，該曲線基本水平，表明QVal仿佛不隨EBD的變化而變化，二者之間并不存在什么關系。然而，造成這一假象的原因可能在于，沒有細分企業和年份，導致EBD與QVal的關系并不顯著。

表1 變量列表

圖1 QVal與EBD落腳點圖(所有觀測)

圖2 QVal與EBD落腳點圖(剔除異常觀測)

為此，圖3給出了QVal在不同年份的箱線圖，圖中，箱子中粗實線為均值，箱子與引線分別代表上、下四分之三分位數與95%置信區間。由圖3可以看出，上市公司價值創造能力在2000年到2010年之間不斷發生變化，其中平均價值創造能力呈現先降低到再增加的過程。其中2005年上市公司價值創造能力最低，2007年公司價值創造能力暴增。原因是05年開始實施的股權分置改革效應尚未在公司價值創造上得以體現；而07年的超級大牛市(07年一年新開戶增長約是06年的25倍)使得證券市場投機氛圍濃厚，部分投機資金導致公司價值創造能力的表面增加。與此同時，公司價值創造能力的差異度也表現為先降低后增加的過程。這樣，可以初步認為，上市公司價值創造能力不僅在各個企業之間存在差異，表現為個體效應，而且在各個年份之間也存在差異，表現為時期效應。因此，在建立模型時，需要建立同時帶有個體效應與時期效應的面板數據模型。

圖3 QVal箱線圖

在圖4中，可以看出上市公司在各個年度平均公司制衡度的變化情況，可見上市公司的公司制衡度呈現逐年增加的情況，由2000年的平均值1.334，增加到2010年的平均值為1.609。其中，從2000年到2005年呈現迅速提高趨勢，年均提高3.234%；從2006年到2010年呈現緩慢上升趨勢，年均上升0.568%。

圖4 歷年上市公司股權制衡度

現在分年度考察股權制衡度與公司價值創造能力之間相關性，表2給出了EBD與QVal之間的相關系數及其檢驗結果。Pearson相關系數為線性相關系數的典型代表，可以看出在整個時間范圍內，線性相關系數僅為0.018，并且不顯著；按照年度統計結果，只有在2000年、2001年、2010年，線性相關關系顯著，在其余年份都不顯著。Kendall相關系數為基于評秩的非參數相關系數度量方法，可以描述變量間的非線性相關關系。由表2，與Pearson相關系數不同，在11個年度中，相關性不顯著的年份只有4個，并且在整個樣本區間，EBD與QVal之間呈現出顯著的負相關。綜合表2中Pearson相關與Kendall相關統計結果，第一，EBD與QVal之間可能存在非線性相關關系；第二，EBD與QVal之間相關模式在不同年度有不同表現，需要利用面板數據模型加以綜合考慮。

4.3 模型結果與討論

首先，估計帶有個體效應與時期效應的面板數據模型，發現同時帶有兩個效應的面板數據模型的方程整體顯著性檢驗F檢驗并不顯著，而帶有時期效應的面板數據模型對應的F檢驗顯著。為此，本文建立帶有時期效應的部分線性非平衡面板數據模型。

其次，按照不含有控制變量和含有控制變量兩個類型進行建模，并且在每一類型中，分別考慮線性模型、二次模型和三次模型，估計結果見表3。由表3的LM檢驗結果可知，在所有的模型中，時期效應顯著；由Hausman檢驗結果可知，應該建立固定效應模型。通過前文給出的用于模型形式選擇的F檢驗，由表4的結果可知，無論不含控制變量還是含有控制變量，都可以判定最終選擇二次模型形式。這一結果顯著支持股權制衡度對公司價值創造能力的影響模式為二次拋物線非線性，既與安燁[4]、曹裕[5]、李亞靜[6]的線性影響模式有所不同，也與謝軍[12]、羅進輝[13]得到的三次曲線非線性相關不同。

對于不含控制變量的二次模型，能夠體現EBD對QVal的總貢獻，并且二次項前面的系數為負，表現公司價值創造能力隨著股權制衡度增加呈現出“倒U型”變化規律，并且容易計算出其拐點為EBD=2.548，如圖5所示。這樣，當股權制衡度小于2.548時，公司價值創造能力隨著股權制衡度增加而增加；當股權制衡度大于2.548時，公司價值創造能力停止增加，轉而下降。當我們在模型中增加控制變量時，就可以度量出EBD對QVal的邊際影響。由表3可知，“倒U型”曲線變化規律依然成立，此時拐點變為EBD=3.242，拐點向右發生了偏移，如圖5所示，表明：存在其他影響因素時，股權制衡度對公司價值創造能力影響的最優值由2.548提高到3.242。由圖 5，還可以進一步看出，含有控制變量對應的曲線在不含控制變量對應曲線的上方，這表明：實際中，考慮其他因素影響時，股權制衡度對公司價值創造能力的影響還要大一些，超出僅存在股權制衡時的總貢獻，這一超出部分將被股權控制度、公司規模等因素所抵消。支持假說1。由前面的分析可知，如今中國A股上市公司的股權制衡度為1.609，離最優股權制衡還有相當的空間，可以進一步擴大股權制衡，以提升上市公司價值創造能力。這一實證結果與孫永祥[14]、張佳[15]等的研究卻發現上市公司價值創造與第一大股東持股比例存在“倒U型”關系類似。不過，本文在此基礎上進一步討論了最優股權制衡度問題，使用本文提出的方法進行實證得到結論：如果存在其他影響因素，最優股權制衡度會發生偏移。這一結論，一方面，為尋找股權制衡度的影響因素提供了方向；另一方面，為最優股權制衡度的測算提供了方法和參考值，便于制定有效的公司治理方案。

表2 相關系數(QVal V.S.EBD)

表3 參數估計結果

表4 模型形式選擇檢驗結果

此外，由表3還可以看出：第一，所有制性質對公司價值創造能力的影響并不顯著。在公司盈利能力等相關主題研究中，不少文獻(如：徐莉萍等[28]、安靈等[22]、徐向藝等[29])，認為所有制性質能夠顯著影響公司盈利能力，特別是國有企業由于其往往獨占資源、享受政策優惠等，往往具有更多的盈利能力。顯然，公司價值創造能力區別于公司盈利能力，本文的實證結果認為：對于公司價值創造能力而言，所有制性質并非顯著影響因素，這為民營企業也可以提高公司價值創造能力提供了理論基礎。第二，股權控制度對公司價值創造能力存在顯著的負影響，即股權控制度越高，對應的公司價值創造能力越低，表現為OwnCon1 和OwnCon2_10前面的回歸系數均為負。第三，公司規模對公司價值創造能力存在顯著的負影響，規模越大的企業其公司價值創造能力越弱，表現為變量Ln(size)前面的回歸系數為負。

圖5 股權制衡度對公司價值創造能力的非線性影響

在獲得面板數據模型的估計結果之后，最終選擇含有控制變量的二次模型，圖6給出了該模型的時期效應。在現有文獻中，尚未見到類似研究成果。由圖 6可以看出，這一時期效應的結果與圖3的結果類似，除2007年外，隨著時間的推移，公司價值創造能力在2005年達到最低，總體表現為先減后增的“U型”變化規律。主要原因在于：股權分置改革從2005年開始實施，股改效應尚未在公司價值創造上得以體現；05年股改前，股票的低流動性對大股東發揮了鎖定效應，控股股東監督職能的更多發揮導致公司價值創造能力較高；05年股改后公司價值創造能力增加，說明股權分置改革在一定程度上解決了制約中國證券市場發展的體制性障礙，增加了股票市場的流動性，公司價值創造能力較高，總體表現為先減后增的“U型”變化規律。

圖6 面板數據模型的時期效應

5 結語

本文主要從股權制衡角度，深入剖析股權制衡度對上市公司價值創造能力影響的效果及程度?；诜瞧胶饷姘鍞祿Ｐ?，對中國A股上市公司進行了實證研究。通過本文提出的部分線性選擇方法，確定選擇二次模型形式，實證發現：在不考慮其他因素情況下，最優股權制衡度規模為2.548，當股權制衡度小于2.548時，公司價值創造能力隨著股權制衡度增加而增加；當股權制衡度大于2.548時，公司價值創造能力隨股權制衡度增加反而降低，呈現“倒U型”變化規律；若考慮公司規模、股權控制度等因素的影響，最優股權制衡度規模則為3.242，仍然呈現“倒U型”變化規律。而從實際看，我國上市公司股權制衡度平均值從2000年的1.334到2010年的1.609，相對于最優股權制衡度規模，仍然偏低。

這一結果，為完善中國上市公司治理結構、提高公司價值創造能力提供了經驗證據，具有重要的經濟意義：第一，在進行公司治理時，不能無限度地提高股權制衡度，而應將股權制衡度控制在一個最優規模，過高與過低的股權制衡度都不利于公司價值創造能力的提升；第二，考慮到現實中多種因素的共同作用，股權制衡效果會被股權控制度、公司規模等因素抵消一部分，因此在制定最優股權制衡度時，要考慮到其他因素的影響，否則確定的最優股權制衡度往往偏低；第三，現行中國A股上市公司實際股權制衡度遠遠低于最優股權制衡度，可以進一步提升其制衡能力，以提升上市公司價值創造能力。

參考文獻：

[1] Pagano M,Roell A.The choice of stock ownership structure:Agency costs,monitoring and the decision to go public[J].The Quarterly Journal of Economics,1998,113(1):187-225.

[2] Bennedsen M,Wolfenzon D.The balance of power in closely held corporations[J].Journal of Financial Economics,2000,58(1):113-139.

[3] Shleifer A,Vishny R W.Large shareholders and corporate control[J].The Journal of Political Economy,1986，94(3):461-488.

[4] 安燁,鐘廷勇.股權集中度、股權制衡度與公司績效關聯性研究—基于中國制造業上市公司的實證分析[J].東北師大學報(哲學社會科學版),2011,(06):46-52

[5] 曹裕,陳曉紅,萬光羽.控制權、現金流權與公司價值—基于企業生命周期的視角[J].中國管理科學,2010,(3):185-192.

[6] 李亞靜,朱宏泉,黃登仕.股權結構與公司價值創造[J].管理科學學報,2006,(05):65-74.

[7] 冉茂盛,鐘海燕,文守遜.大股東控制影響上市公司投資效率的路徑研究[J].中國管理科學，2010(04):165-172.

[8] Morck R,Shleifer A,Vishny R W.Management ownership and market valuation:An empirical analysis[J].Journal of Financial Economics,1988,20:293-315.

[9] 施東輝.轉軌經濟中的所有權與競爭:來自中國上市公司的經驗證據[J].經濟研究,2003, (08):46-54(92).

[10] 白重恩,劉俏,陸州.中國上市公司治理結構的實證研究[J].經濟研究,2005,(02):81-91.

[11] 陳德萍,陳永圣.股權集中度、股權制衡度與公司績效關系研究—2007～2009年中小企業板塊的實證檢驗[J].會計研究,2011,(01):38-43.

[12] 謝軍.第一大股東持股和公司價值:激勵效應和防御效應[J].南開管理評論,2007,(01):21-25.

[13] 羅進輝,萬迪昉.大股東持股對公司價值影響的區間特征[J].數理統計與管理,2010,(06):1084-1095.

[14] 孫永祥,黃祖輝.上市公司的股權結構與績效[J].經濟研究,1999,(12):23-30+39.

[15] 張佳,韓立巖.基于控制權轉移視角的股權結構與公司價值—來自并購中上市目標公司的證據[J].系統工程,2011(04):1-9.

[16] 高楠,馬連福.股權制衡、兩權特征與公司價值—基于中國民營上市公司的實證研究[J].經濟與管理研究,2011,(11):24-29.

[17] Maury B,Pajuste A.Multiple large shareholders and firm value[J].Journal of Banking & Finance,2005,29(7):1813-1834.

[18] 仇冬芳,劉益平,沈麗,等.基于CCR模型的控制權轉移、股東制衡與公司效率研究——來自上市公司大宗股權轉讓的經驗數據[J].軟科學,2012，(12): 108-111(116).

[19] 蔣弘,劉星.股權制衡、并購信息披露質量與主并公司價值——基于中國上市公司的模型與實證研究[J].管理工程學報,2012(04): 17-25(126).

[20]林芳,許慧.基于真實交易盈余管理的股權制衡治理效應[J].山西財經大學學報,2012,(01): 83-93.

[21] 趙景文,于增彪.股權制衡與公司經營業績[J].會計研究,2005,(12):59-64(96).

[22] 安靈,劉星,白藝昕.股權制衡、終級所有權性質與上市企業非效率投資[J].管理工程學報,2008,(02):122-129.

[23] 吳紅軍,吳世農.股權制衡、大股東掏空與企業價值[J].經濟管理,2009,(03):44-52.

[24] Grossman S J,Hart O D.Takeover bids,the free-rider problem and the theory of the corporation[J].The Bell Journal of Economics,1980，11(1):42-64.

[25] Shleifer A,Vishny R W.A survey of corporate governance[J].The Journal of Political Economy,1997,52(2):737-783.

[26] 肖作平.終極所有權結構對資本結構選擇的影響——來自中國上市公司的經驗證據[J].中國管理科學,2012, (04): 167-176.

[27] 潘澤清,張維.大股東與經營者合謀行為及法律約束措施[J].中國管理科學,2004,12(6)：118-122

[28] 徐莉萍,辛宇,陳工孟.控股股東的性質與公司經營績效[J].世界經濟,2006,(10):78-89.

[29] 徐向藝,張立達.上市公司股權結構與公司價值關系研究—一個分組檢驗的結果[J].中國工業經濟,2008,(04):102-109.