股權制衡對上市公司績效的非線性影響基于股權制衡度的新測算

黃建歡　楊寧　尹筑嘉

摘要：測算股權制衡度時不考慮股東間的關聯關系可能引致偏差。鑒此，重新測算了股權制衡度，以2003～2013年927家A股主板上市公司為樣本研究其與公司績效的關系。結果表明：“新股權制衡度”與公司績效為非線性的U型關系，而“舊股權制衡度”與公司績效為線性關系；[1，2]為股權制衡度對公司績效影響的灰色區間；股權制衡度與公司績效的關系受股東持股模式和外部環境影響。研究結果支持條件有效論，適度的股權制衡才能發揮積極作用。

關鍵詞： 股權制衡度；競爭性股權；實際控制人；U型關系

中圖分類號：F830.91文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2015）02-0033-07

一、問題提出

股權制衡是指兩個或兩個以上的公司大股東均持有較多數量的股權，相互形成競爭和牽制，使得單個股東不能完全控制企業，最終形成大股東間相互監督和制約的權力模式[1，2]。競爭性股東的存在是一個較為普遍的現象。例如，Laeven and Lcvine（2004）對西歐13個國家的上市公司的研究表明，約1/3的企業擁有不少于兩個的控制性股東。股權結構與公司績效密切相關[3]，股權制衡理論從公司治理內部尋求途徑，探討競爭性股東的存在是否有助于同時緩解股東與經理層，大股東與小股東之間的沖突，進而是否利于公司績效的提升[4-7]。

然而關于股權制衡與公司績效的關系，與已有研究的結論并不一致。相關觀點有：（1）有益論，股權制衡能給公司績效帶來正面效應。劉星、劉偉（2007）[8]認為其他大股東對控股股東的制衡能力越強，公司價值越高。李亞輝等（2012），祝龍娃（2012），張良等（2010）指出股權制衡度內生地與公司績效正相關[9，10，2]。趙衛斌（2011），呂懷立、李婉麗（2010），陳德萍、陳永圣（2011）則認為股權制衡能外生地促進公司績效的提升[11-13]，龔光明、張柳亮（2013）則認為從內生視角股權制衡對公司績效的促進作用更強[14]。與非股權制衡類公司相比，陳信元、汪輝（2004），孫菊生、李小俊（2006），佟巖、陳莎莎（2010）認為制衡類公司的績效較高[15-17]。（2）有害論，股權制衡對公司績效具有負面影響。趙景文、于增彪（2005）[18]發現股權制衡的公司其業績顯著差于同行業規模最接近的一股獨大公司。徐莉萍等（2006）[19]指出，過高的制衡程度對公司績效有負面影響，張光榮和曾勇（2008）[20]支持這一觀點并指出該負面影響在國有控股及業績好的公司中更明顯。（3）無關論。朱武祥、宋勇（2001）[21]對家電行業上市公司的研究指出競爭激烈的行業，股權結構與企業價值不相關，而顧問和許繼校（2014）[22]認為在壟斷行業中二者無關。（4）條件有效論。毛世平（2009）[23]指出股權制衡正面治理效應的發揮具有條件限制，如在金字塔控制結構下難以發揮。一些學者認為在某個區間股權制衡度才與公司業績正相關，黃渝祥等（2003）[24]提出該區間為[2.13，3.09]，而阮素梅等（2014）[25]認為2.458這個點最優。上述結論各異，原因除公司績效的代理變量選取、研究角度和樣本數據有差異之外，一個重要因素可能在于：股權制衡度（ERR，Equity Restriction Ratio）的測算存在偏差。已有文獻測算股權制衡度時很少考慮股東間可能存在的關聯關系①，未剔除關聯股東或一致行動人所持股權，高估了股權制衡度，進而可能導致實證結論的偏差。因此值得關注的問題是：若充分考慮股東間的關聯關系，股權制衡與公司績效的關系究竟如何？與現有研究結論是否不同？進一步地，在不同的控股模式和不同的外部環境下股權制衡對公司績效的影響有何差異？

為回答前述問題，本文重新測算了股權制衡度，利用2003～2013年中國上市公司的面板數據，基于統計分析和模型回歸考察股權制衡度的特征及其與公司績效的關系，從三個方面拓展了已有研究：一是股權制衡度的新測算，本文充分考慮了被以往研究忽略的股東間的關聯關系，力求修正因高估股權制衡度而導致的研究偏差。二是根據大股東控股模式及公司外部環境的差異分別考察股權制衡度與公司績效的關系特征，以明晰兩者關系，給出更細致結論。三是數據的拓展，以往研究數據周期較短且多為截面或混合數據，本文利用了2003～2013年共11年平衡面板數據。

二、股權制衡度的測算及其影響公司績效的機理

（一）股權制衡度的測算方法

已有文獻測算股權制衡度的方法為：ERR-1=第二至第十大股東持股比例之和/第一大股東持股比例。本文稱之為“舊股權制衡度”。如前所述，上市公司的股東之間可能存在關聯，部分股東可能受同一實際控制人的控制，無法對其形成有效制約，研究中若不剔除這部分股權將高估股權制衡度，導致有偏差的結論。為此本文提出一個新思路以準確反映股東間的制衡關系，將前十大股東中的實際控制人及其一致行動人以外的股東所持股權定義為競爭性股權，以此來測算股權制衡度ERR-2=（前十大股東持股比例之和-實際控制人控制權比例）/實際控制人控制權比例，（簡稱“新股權制衡度”）。另外，大多數文獻采用第一大股東持股比例（shrcr1）作為大股東持股的代理變量，本文則用實際控制人控制權比例（control_ratio）作為代理變量。

財經理論與實踐（雙月刊）2015年第2期2015年第2期（總第194期）黃建歡，楊寧等：股權制衡對上市公司績效的非線性影響基于股權制衡度的新測算

（二）股權制衡對公司績效非線性影響的機理分析

大股東控制使公司治理出現了更為復雜的局面。一方面具有“監督效應”，即大股東有動力增加對管理層的監控，使其更好地實施管理，緩解股東與管理層間的委托代理沖突，從而提升公司績效。另一方面又具有“隧道效應”，基于控制權的掌握，大股東有動機通過掏空上市公司侵害小股東的利益等手段獲得私人收益，對公司績效產生負面影響。因此在公司治理中存在兩類治理沖突，即股東與管理層的沖突、大股東與小股東的沖突，相應地產生了兩類治理成本。股權制衡理論側重于從內部視角研究如何降低治理成本和提升公司績效。

一般地，若上市公司存在多個大股東共享控制權并有相互制衡的能力，則該公司的股權特征為股權制衡。理論上看，股權制衡是一把“雙刃劍”，有利方面為：（1）控制權共享能提升大股東的相互監督水平，大股東通過侵害公司利益的方式獲取不正當利益的成本和風險會增大，謀取控制權私利的行為會得到抑制。（2）基于第一點，制衡的股權結構有助于抑制大股東掏空上市公司的行為，保護小股東利益。（3）一股獨大時，控股股東可能會對管理層產生過度監督，不利于其管理積極性和創造性的發揮。當有多個大股東時，搭便車行為可能會緩解過度監督問題。不利方面表現在：（1）多個大股東會存在“意見分歧效應”，公司決策效率降低，造成投資不足等，降低公司績效。（2）多個大股東的存在使得對管理層的監督成為“公共品”，搭便車行為可能導致對管理層的監督不足，不利于提升公司績效。

由此可見，股權制衡通過多種途徑影響公司績效，影響方向和力度具有復雜性，利弊兼有，可能出現非線性特征。且在不同的國家和地區還可能出現不同的情況。具體到中國上市公司中股權制衡對公司績效的影響究竟是利大還是弊大，有待基于長時期大樣本數據的實證來檢驗。

三、中國上市公司股權制衡的特征

以上海證券交易所和深圳證券交易所A股上市公司為研究對象，觀測期為2003～2013年，數據來自國泰安CSMAR數據庫。樣本篩選及數據處理過程為：（1）剔除數據缺失、不全且無法獲得的樣本；（2）剔除B股、ST類以及金融類上市公司樣本；（3）剔除數據極端異常的樣本，如凈資產收益率大于1小于-1的樣本，實際控制人控股大于0.95但小于0.05的樣本。最終獲得927家上市公司2003～2013年共10197條平衡面板數據。

圖1報告了ERR-2、ERR-1、control_ratio、shrcr1的各年均值。總體來看，四者的年度均值自2005年出現了明顯的下降，可見股權分置改革開始后上市公司大股東普遍加強了對公司的控制。值得注意的是，control_ratio始終高于shrcr1，差異逐年遞增，ERR-2始終低于ERR-1，差異也逐年遞增，且差異均在1%水平下顯著（有關結果略）。這說明用第一大股東持股比例來分析時會低估大股東控股程度，而舊股權制衡度則高估了股權制衡程度。

圖1ERR2、ERR1、contral ratio及shrc1各年均值圖

四、股權制衡與公司績效關系的實證檢驗

（一）實證研究設計

從兩個層面進行實證研究：（1）總樣本回歸分析。控制住各類因素的影響，基于平衡面板數據隨機效應模型和嶺回歸模型考察股權制衡與對公司績效的非線性影響，并與舊股權制衡度的回歸結果進行對比。（2）分組回歸分析。基于控股模式與外部環境對樣本進行分組，考察不同條件下股權制衡與公司績效的關系。

面板回歸模型如下，其中y為因變量，x-k為觀測變量，x-（-k-+r）為控制變量。

y-it=β0+∑Kk=1βkx-kit+∑Rr=1βrx-（K+r）it+ε-it（1）

為進行比較，回歸模型中分別加入了ERR-2和ERR-1，對應大股東控制代理變量分別為control_ratio和shrcr1，具體變量說明見表1。控制變量中股權分置改革以每家公司股改完成時間為準，若缺乏數據則取2006年。

（二）股權制衡對公司績效的非線性影響：基于全部樣本

1.股權制衡度對公司績效的影響。變量相關性測試發現ERR-2（ERR-1）與ERR-22（ERR-12）相關性系數接近0.9，若同時進入模型會出現共線性問題，因此兩者先分別進入模型（表2的模型1、2，基于Hausman檢驗結果選用隨機效應模型），再同時進入（即模型3，利用嶺回歸來控制共線性）。

觀察結果知：（1）control_ratio系數顯著為正（1%水平下），實際控制人控股比例對公司績效具有顯著正向影響；（2）ERR-2系數顯著為正（1%水平下），模型3中ERR-22也顯著為正（5%水平下），這說明公司績效與股權制衡度之間不是簡單的線性關系，而是呈斜U型關系。隨著股權制衡度的增加，公司績效先下降后上升。這暗示存在著一個“灰色區域”，因股東間相互監督和牽制作用過強，股權制衡對公司績效具有負向影響。（3）啞變量NSR的系數顯著為正（1%水平下），即股權分置改革有助于提升公司績效。為負不顯著，而controler_type-2的系數顯著為正（1%水平下），較國有性質、民營性質的實際控制人對管理層的監控動力更強。較之外資企業，民營性質的實際控制人在與政府機構、客戶等溝通更便利，因此民營性質的控制人對公司績效的促進作用最為顯著。此外，公司規模size系數顯著為正（1%水平下），規模效應存在，公司規模越大公司績效越高；資本結構和經營風險變量lev系數顯著為負（1%水平下），資產負債比越高越不利于公司績效的提高；管理層持股manageshare_ratio系數顯著為正（1%水平下），管理層持股有助于提升公司績效；兩職合一two_in_one的系數顯著為正（5%水平下），上市公司總經理與董事長為同一人有利于公司績效的提高。

模型4～6改用ERR-1和shrcr1進行回歸。與模型1～3相比，差異在于ERR-12不顯著，即公司績效與舊股權制衡度之間是線性關系，與已有文獻[7，8]的結論一致。但本文發現公司績效與新股權制衡度之間為非線性關系，結論差異很可能源于股權制衡度等指標的差異。這說明測算股權制衡度時有必要充分考慮股東間內在的關聯關系。

穩健性檢驗中，首先引入總資產收益率（ROA）作為因變量檢驗回歸結果是否依賴于公司績效指標的選取，再采用非平衡的面板數據進行檢驗。檢驗結果均支持本文結論（有關結果略）。

2.不同區間內股權制衡對公司績效的影響。

為進一步確定上述結論U型關系中的“灰色區域”，根據ERR-2的大小分區間，不考慮二次項，采用隨機效應模型。限于篇幅僅報告ERR-2的系數和統計顯著性。表3顯示：制衡度ERR-2在小于1和大于2的區間系數均顯著為正（1%水平下），而在[1，2]內系數均不顯著（10%水平下），為此將區間[1，2]進一步細化，發現絕大多數細化區間內制衡度系數為負，且在[1.25，1.3]、[1.3，1.35]、[1.4，1.45]、[1.8，2]內顯著，系數絕對值也較大，因此推斷股權制衡度與公司績效影響關系的“灰色區域”為[1，2]。

究其原因，ERR-2小于1時，實際控制人處于絕對控股的“主人”地位，掌握絕對話語權，“意見分歧效應”帶來的談判成本和效率損失得到降低，且“激勵效應”發揮主要作用，對公司管理層的監督加強。ERR-2大于2時，競爭性股東對實際控制人具有較強的監督和制衡能力，一方面能降低“隧道效應”，另一方面因競爭性股東持有股權遠高于實際控制人控股權，此時實際控制人“管家意識”淡薄[26]，競爭性股東會適當加強對管理層的監督，從而對公司績效起到促進作用。而ERR-2在[1，2]時，上市公司缺乏絕對的“主人”與“管家”，對管理層的監督成為“公共品”，搭便車行為嚴重，大股東會加大對公司利益的挖掘，造成績效損失。同時“意見分歧效應”顯著，談判成本與投資機會損失增加。因此股權制衡度在[1，2]時與公司績效負相關。

（三）股權制衡對公司績效的非線性影響：基于分組考察

股權制衡對公司績效的作用還可能受其他因素的影響，下面采用分組回歸的方法進行檢驗，模型與控制變量不變。

1. 基于持股模式分組。定義control_ratio大于0.5為絕對控股組，0.3～0.5之間為相對控股I組，0.1～0.3且實際控制人控股權不小于競爭性股權為相對控股II組，剩余樣本定義為分散持股組。表4結果顯示：（1）分散持股組中模型1ERR-2系數最小顯著性最低，模型3中甚至不顯著（10%水平下），即上市公司股東持股分散時，股權制衡發揮不了對公司績效的正面作用。（2）絕對控股組中模型3ERR-22系數顯著為負（5%水平下），即公司績效隨股權制衡度的增大呈∩型分布，此時不存在前述“灰色區域”。說明實際控制人控股大于0.5時，隨競爭性股東對實際控制人的制衡水平逐步加強，實際控制人掏空上市公司的行為逐步得到抑制，公司績效所受負面影響逐步減少，同時實際控制人具有穩定的“主人地位”和很強的“管家意識”，有動力加強管理層監督，從而股權制衡與公司績效呈正相關關系。當制衡度進一步提升，競爭性股東的制衡能力很強時，可能引致股東間“內耗”，不利于公司績效的提升。因此在絕對控股模式下，公司績效隨股權制衡呈∩型分布。（3）模型3中，相對控股Ⅰ和Ⅱ組ERR-22均顯著為正（1%水平下），公司績效隨股權制衡度的變化呈U型分布，存在“灰色區域”，與全部樣本的回歸情況相似。因前文已經闡述相關機理，這里不再贅述。（4）較之其他組，相對控股Ⅱ組模型1～3，control_ratio系數最小顯著性最低，說明當控股比例降至0.1～0.3時，實際控制人“主人翁”意識進一步弱化甚至消失，“隧道效應”比較顯著，加之管理層監督中的普遍存在“搭便車”行為使得“激勵效應”最弱，因此對公司績效提升作用最小。

2.基于外部環境分組。

由樊綱和王小魯給出的市場化進程總得分①取2002～2009年的均值來衡量公司所處環境的優劣，大于8分為高市場化進程組，低于5.5分為低市場化進程組，其余為中市場化進程組。觀察表5知三組回歸結果系數差異較大。模型1中低市場化進程組ERR-2系數最大，高市場化進程組系數最小，模型3組間差異不大。control_ratio系數在低市場化進程組最大而高市場化進程組最小。這說明外部環境較好時股權制衡度對公司績效的正面作用反而最小；隨市場化程度提升，實際控制人控股比例的增加對公司績效帶來的正面作用反而由低至高。其原因可能是：外部治理環境較差，外部監控和法律約束力較低，對公司績效的積極作用極為有限，只能依靠股東間的互相監督、股東對管理層的監督來提升公司績效，此時股東們更有積極性加強監督提升績效，故股權制衡度和大股東控制程度的單位提升所帶來的公司績效提升更為顯著，即兩個變量的邊際效應更為明顯。但當外部治理環境較好時，股東的“管家”意識可能較弱，因此股權制衡度的積極作用相對有限。這一現象也暗示著內部治理機制的作用效果與外部治理環境存在一定程度的替代關系。

五、結論與啟示

本文考慮股東間的關聯關系，重新測算了股權制衡度，基于2003～2013年大樣本數據，研究了股權制衡對公司績效的非線性影響。主要發現有：（1）舊股權制衡度高估了股權制衡程度，在分析股權制衡與公司績效之間的關系時存在偏差。舊股權制衡度與公司績效為線性關系，而本文新測算的股權制衡度與公司績效之間為非線性的U型關系。（2）股權制衡度與大股東控制程度的提高均有助于提升公司績效，但存在一個“灰色區域”，股權制衡導致股東之間過度制約反而可能降低公司績效，測算表明該股權制衡度區間為[1，2]。（3）股權制衡與公司績效之間的非線性關系與大股東持股模式有關，絕對控股模式下非線性的∩型關系，相對控股模式下則為U型關系，即“灰色區域”僅在相對控股模式下存在。（4）外部環境較差時，股權制衡的積極效果反而更顯著。本文研究發現的主要啟示有：

1.一定條件下股權制衡可發揮積極作用，股權制衡應適度。在制衡度為[1，2]的“灰色區域”，隨著股權制衡的提升，公司績效反而可能下降，且實際控制人為相對控股狀態時最顯著。這說明股權制衡的調整應適度且要考慮持股模式等因素的差異。本文結論支持股權制衡對公司績效條件有效論，用提高股權制衡度來提升公司績效的“線性思維”未必能夠發揮預期作用，股權制衡的積極作用，需要一系列內外在的條件配合。

2.采用信息更全面的新股權制衡度開展實證研究。舊股權制衡度未充分反映股東間的關聯關系和實際制衡狀態，所得結論不一定準確。比較顯示，舊股權制衡度無法揭示出股權制衡度與公司績效之間的非線性關系，而基于新股權制衡度則揭示出股權制衡度與公司績效之間具有U型關系。用新股權制衡度來開展實證研究可能更為妥當。

3.客觀看待和評價大股東控制的上市公司。大股東控制和股權制衡兩者之間并不是簡單的沖突關系，在一定條件下均對公司績效有積極作用，因此不必過于強調抑制大股東控股或增強股權制衡，而是注重二者協調配合以充分發揮其積極效果。

4.加強外部治理環境建設的同時激勵股東的“管家”意識。外部環境較差時，股權制衡和實際控制人反而越能發揮對公司績效的正面作用，這暗示著加強外部治理環境建設固然重要，同時也應采取措施激勵股東的“管家”意識，內外兼顧、雙管齊下以加強公司治理。

注釋：

①筆者統計發現，2012年2490家樣本上市公司中，前十大股東間明確公告存在關聯關系的占52.5%，只有7%明確說明其前十大股東之間不存在關聯關系。這說明大部分公司的股東間存在各種關聯關系。

②市場化進程得分為各省份在市場化進程中同市場化程度最高和最低的省份相比相對位置，為“相對指數”，市場化指數總得分反映了政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育、要素市場的發育、市場中介和法律制度環境五個方面的進展。

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（責任編輯：王鐵軍）