雙層股權結構促進企業高質量發展嗎？

摘"要：企業高質量發展是推動經濟高質量發展的重要微觀基礎，全要素生產率是評價和計量企業高質量發展的核心指標，同時每個企業都會面臨程度不一的融資約束，探討不同融資約束條件下雙層股權結構對企業全要素生產率的影響具有重要的研究價值。本文使用2010—2020年在美上市的中概股數據探究雙層股權結構與企業全要素生產率之間的關系及影響路徑。研究發現：相比于單層股權結構企業，采用雙層股權結構企業的全要素生產率更高，更高的全要素生產率意味著企業發展質量高。在利用傾向得分匹配法及一系列穩健性檢驗后，結果仍然穩健。在高融資約束條件下，雙層股權結構對企業全要素生產率的正向調節作用更強。

關鍵詞：雙層股權結構；企業全要素生產率；融資約束

中圖分類號：F271""文獻標識碼：A""文章編號：1001-148X（2023）06-0120-12

收稿日期：2023-05-05

作者簡介：肖曙光（1970-），男，湖南湘鄉人，教授，博士生導師，研究方向：產業經濟學；吳濤（1996-），男，廣東梅州人，碩士研究生，研究方向：產業經濟學。

基金項目：國家社會科學基金項目“新型混合所有制企業改革及對企業高質量發展的驅動研究”，項目編號：21BJL010。

一、引"言

雙層股權結構是一種“同股不同權”的股權設計，而單層股權結構則是表決權與現金流權一一對應的“同股同權”的股權制度安排。早在1902年，有美國企業采用雙層股權結構的股權設計方式上市，其最初的目的是為了防止敵意收購。自那以后，為滿足異質性企業家的需求，激勵具有獨特愿景及富有知識的創新型企業家，雙層股權結構被大量運用于以智力資本為核心競爭力的創新型科技企業，而單層股權結構則主要運用于以物質資本為主的傳統制造業企業。

當前新一輪的科技革命風起云涌，特別是以信息技術為標志的第四次工業革命的發生對企業組織設計和企業權威配置提出內在需求，雙層股權結構的股權設計方式應用的范圍越來越廣。同時，經濟社會已經積累有一定的物質財富，僅僅通過傳統要素的“汗水”型增長方式難以逃脫邊際要素貢獻遞減的規律，但智力資本作為一種新興要素，在價值創造中所扮演的角色愈加重要。中國經濟已從高速發展階段進入高質量發展階段，以智力資本為核心競爭力的高新技術企業是推動經濟高質量發展的重要引擎，全要素生產率是評判企業高質量發展的核心維度。那么，雙層股權結構到底是否影響企業全要素生產率及怎樣影響企業全要素生產率是一個值得重要探討的問題。在中國，許多中小企業特別是高新技術企業仍然面臨著融資約束較緊的問題，基于融資約束維度探討雙層股權結構對企業全要素生產率的影響具有很強的現實意義。

目前學術界對雙層股權結構與企業之間的關系大多集中在三個領域：（1）雙層股權結構與企業價值之間的關系。雙層股權可能會提高代理成本，擴大大股東機會主義行為的空間，降低公司價值［1-3］。但也有學者認為雙層股權結構并不一定會傷害投資者，它能保護經理人控制權以促進創新，從而提高公司價值［4-6］。（2）雙層股權結構中不同投票權股票的溢價問題。研究發現具有高額投票權的股票相對而言是有溢價的，其在收購時會體現溢價，近年來，雙層股權結構與單股制相互變更的企業數量逐漸增加，當雙層股權結構的企業變更為單股制時，具有投票權的股票會相對昂貴［7-8］。（3）中國引入雙層股權結構企業上市是否可行。這類文獻針對中國的交易市場是否足夠完善，外部監督與制衡機制是否比較成熟，能否保護中小投資者的利益，或是雙股制上市企業能否中國的制度環境下充分發揮其融資優勢，從而促進企業創新［9-10］。本研究的邊際貢獻體現在兩個方面：（1）在不同融資約束條件下，通過建立和運用離散時間的多部門模型對雙層股權結構如何影響企業全要素生產率的影響機理進行探討。（2）目前關于雙層股權結構的實證文獻相對較少，主要集中雙層股權結構與技術創新的關系上，而技術創新并非企業全要素生產率，僅僅是企業全要素生產率的一個影響因素。本文采用2010—2020年在美上市的中概股數據，實證檢驗了雙層股權結構對企業全要素生產率的影響。

二、理論模型與研究假設

本文建立了一個關于雙層股權結構和單層股權結構企業的理論模型，該理論模型分別包括企業利潤函數，企業類型及企業的控制權收益，在企業利潤函數部分，我們借助最終產品生產函數倒推出中間產品廠商的利潤函數。而在企業類型部分，我們分別刻畫了雙層股權結構和單層股權結構的研發投資函數，其差異在于職業經理人面臨外界短期業績壓力時，其離職的概率及決策的效率會受到不同程度的影響。在企業的控制權私益部分，我們進一步假定了雙層股權結構兩權分離所引起的控制權私益。在模型求解這一節當中，根據企業利潤最大化原則，求得其最優的研發投資決策，從而求得雙層股權結構及單層股權結構的全要素生產率的數學表達形式。

（一）機理分析模型的構建

1.企業的利潤函數

假設在時期t中，最終產品生產函數為：

Yt=L1-βt∫10A1-βitxβitdi（1）

其中，Lt表示t時期內投入到最終品部門的勞動數量，將其標準化為1。Ait表示為時期t中第i個中間產品的生產率，即企業的全要素生產率，xit為時期t使用的中間產品數量，β∈（0，1）。最終產品可用于消費，也可用于生產中間產品過程中的投入及創新投資。

假定最終產品市場為完全競爭市場，則中間產品的反需求函數為：

Pit=αL1-βtAitxit1-β=αAitxit1-β（2）

中間產品的廠商僅存在一個時期，中間產品廠商的產權在代際內傳遞，假定中間產品廠商為壟斷廠商，其最優定價假定為1β，中間產品廠商使用資本及勞動力作為投入，每個中間產品廠商的均衡利潤將采用以下形式：

Pit=p=1β（3）

πit=p-1xit=πAit（4）

其中π=（1β-1）β21-β（5）

2.技術與企業類型

企業在生產之前可以通過創新來提高其全要素生產率，若企業成功創新，則企業的全要素生產率將有效提高至ε倍，ε=1+g，即Ait+1=εAit。若創新失敗，則企業全要素生產率維持Ait不變。企業進行研發活動是有成本的，同時具有極高的不確定性，企業創新是否成功的概率與投入的最終產品數量正向相關。假定企業研發部門的生產函數為柯布道格拉斯形式：

zit=μcitAit+1γ（6）

其中，μ表示企業研發部門的生產率函數，γ為彈性，γ∈（0，1）。若企業能以zit的概率成功創新，則企業在t時期用于研發的投資必須為：

cit=zitμ1γAit+1（7）

中間產品廠商假定有兩類，第一類是指企業采用表決權有差異的雙層股權結構的公司治理模式，在研發投資時要付出決策成本δf2。對于雙層股權結構而言，其在研發部門的制度性成本δf由兩部分組成。一是企業創始人可能會被外界投資者所替換，在這里我們假定被替換的概率p與兩權分離度η有關，兩權分離度越高，在現金流權不變的情況下，外部投資者替換管理人的概率則越低，即p′1（η）lt;0。隨著兩權分離程度的提高，替換概率p的減小速率是遞減的，特別是當創始人已經能憑借較高的兩權分離程度獲取企業控制權時，在增加兩權分離程度幾乎不可能對企業創始人帶來邊際效應，則即p″1ηgt;0。在此，我們不妨簡單假設：

p1=aημ（8）

其中，a為調節系數，0lt;alt;η且μgt;0。

若由于管理者替換從而導致研發過程中斷，導致研發成果無法順利產生，形成更高的研發摩擦成本，在此記為δf1。因此，雙層股權結構企業的研發投資形式為：

c1t=1+δf1+δf2zitμ1γAit+1，若外部投資者以概率p1替換創始人1+δf2zitμ1γAit+1，若外部投資者以概率1-p1沒有替換創始人（9）

則雙層股權結構企業的期望研發投資為：

c2t=（1+p1δf1+δ′f2）zitμ1γAit+1（10）

對于單層股權結構而言，由于存在信息不對稱，新的企業管理者相比于企業創始人而言更不熟悉企業，它在企業中的專用性投資是遠遠低于企業創始人的。在同股同權的企業中，企業管理者（無論是否已被替換）面臨“野蠻人”敲門的風險以及外部投資者對短期利益的追逐，企業管理者的決策受多方影響，決策效率可能偏低，因此難以保證研發投入的穩定性，該部分成本以δ′f2表示，δ′f2gt;δf2gt;0。因此，對于同股同權的企業而言，其研發投資形式為：

c2t=1+δf1+δ′f2zitμ1γAit+1，若外部投資者以概率p2替換創始人1+δ′f2zitμ1γAit+1，若外部投資者以概率1-p2沒有替換創始人（11）

則單層股權結構企業的期望研發投資為：

c2t=（1+p2δf1+δ′f2）zitμ1γAit+1（12）

3.企業的控制權私益

由于雙層股權結構企業存在表決權差異，往往更容易導致控股股東的機會主義行為發生，憑借企業的高控制權，通過關聯交易、資產轉移的方式謀取私益，即“隧道效應”。這里假定雙層股權結構企業中，控股股東侵蝕公司價值的比例為s1（η，α），η表示控制權與現金流權的分離程度，ηgt;1。α表示為現金流權，0lt;αlt;1。控股股東對企業價值的損害往往是有成本的［11-12］，借鑒其理論模型，控股股東會面臨其收益最大化時的決定其最優的侵蝕比例水平，用K表示控股股東的收益，c（s，η）表示控股股東牟取私益時的成本，它應與侵蝕比例的二次項成正比，與兩權分離程度η成反比，則控股股東牟取私益的成本如下所示：

cs，tα=s22η（13）

maxsK=α1-sR+sR-c（s，η）R（14）

其中α==P-I（FC）P表示控股股東的現金流權水平，P表示企業價值，I為融資額，Pgt;Igt;0，FC表示企業的融資約束程度，企業面臨的融資約束程度越高，其融資額越低，即I（FC）FClt;0，"s表示控股股東控制企業時可能會侵占股東的物質權益比例。R表示企業收入。

求解可得最優侵占比例為：

si=η1-α，ifi=11-α，ifi=2（15）

（二）機理分析模型的求解

假定兩類企業均維持一定創新投入保證其競爭優勢，對于雙層股權結構企業而言，其創新成功的概率為z1t，成功后生產率將提升至εAit，若企業創新失敗，則企業生產率保持在Ait不變，企業的利潤為πAit。對企業而言，其目標是利潤最大化，因此，雙層股權結構企業的最終利潤函數為：

maxc1tz1t1-s1πAit+1+（1-z1t）1-s1πAit-c1t（16）

雙層股權結構企業選擇創新投入最大化企業利潤，則雙層股權結構企業均衡時的創新成功概率為：

z1t=γ（1-s1）π（ε-1）μ1γε（1+p1δf1+δf2）γ1-γ（17）

對于單層股權結構類型企業而言，其同樣存在控股股東侵占中小股東權益的情況，但其侵占程度遠小于雙層股權結構企業，假定其“隧道效應”侵蝕比例為s2，在同樣的現金流水平α下，必定有s1gt;s2，那么單層股權結構企業的決策滿足如下條件：

maxc1tz2t1-s2πAit+1+（1-z2t）1-s2πAit-c2t（18）

單層股權結構企業選擇創新投入最大化企業利潤，則單層股權結構企業均衡時的創新成功概率為：

z2t=γ（1-s2）π（ε-1）μ1γε"（1+p2δf1+δ′f2）γ1-γ（19）

根據雙層股權結構企業與單層股權結構企業的創新成功的概率之比可得：

h=z1tz2t=（1-s1）（1+pδf1+δ′f2）（1-s2）（1+δf2）γ1-γ（20）

兩邊同時取對數可得：

ΔTFP=lnz1tz2t=γ1-γln1-s1-ln1-s2隧道效應ΔTE+ln"（1+p2δf1+δ′f2）1+p1δf1+δf2控制權激勵效應ΔCIE（21）

將式（15）回代入式（21）中，可得：

ΔTFP=lnz1tz2t=γ1-γln1-η1-α-lnα+ln"（1+p2δf1+δ′f2）（1+p1δf1+δf2）（22）

由式（22）可得，雙層股權結構相比于單層股權結構而言，對企業的全要素生產率影響并不確定，主要取決于控制權激勵效應與隧道效應的差值。控制權激勵效應是指企業采用雙層股權結構，能減小由于業績波動所導致的外界野蠻人敲門的風險，降低創始人被迫離職的概率以保證創始人智力資本的專用性投資，以及提高創始人的決策效率，從而提高企業的全要素生產率。由于雙層股權結構企業的超額控股權私益，其隧道效應部分ln1-s1-ln1-s2lt;0，而控制權激勵效應ln"（1+p2δf1+δ′f2）（1+p1δf1+δf2）gt;0，若ΔTFPgt;0，則雙層股權結構有效提高了企業的全要素生產率，若控制權激勵效應大于隧道效應的負效應，使ΔTFPlt;0，則雙層股權結構不利于企業的全要素生產率，由此提出競爭性假說1：

H1a：若控制權激勵效應大于隧道效應，則雙層股權結構可以提高企業的全要素生產率。

H1b：若控制權激勵效應小于隧道效應，則雙層股權結構會降低企業的全要素生產率。

進一步地，我們對雙層股權結構的重要變量η進行比較靜態分析。

ΔTFPη=γ1-γΔTEη+ΔCIEη（23）

ΔTEη=-（1-α）1-η（1-α）lt;0，2ΔTEη2lt;0（24）

顯然，由式（24）可得，兩權分離程度的提高會降低企業的全要素生產率。當兩權分離程度相對低時，企業管理者謀取私益的方法相對較少，可能僅局限于一些隱性的“抽逃出資”做法，如工作不積極，偷懶磨洋工等方式。但隨著兩權分離程度的提高，企業管理人謀取私益的方法會更多，由于缺乏其他大股東的制衡，對企業全要素生產率的效率影響程度將越來越嚴重，導致ΔTE快速下降。

ΔCIEη=-p′1δf11+p1δf1+δf2gt;0，2ΔCIEη2lt;0（25）

由式（25）可得，控制權激勵效應ΔCIE隨兩權分離程度的提高而提高，但其邊際改善程度是逐級遞減的，當兩權分離程度達到較高程度時，企業創始人已經牢牢掌握公司控制權，再通過對企業創始人進行控制權激勵的效果已然不大，導致ΔCIE增加相對緩慢。

結合式（23）和（24）可得，當企業創始人設定的兩權分離程度較低時，企業創始人難以憑借低的投票權倍數掌控企業，此時增加η能充分激勵企業創始人，使ΔCIE的增長幅度大于隧道效應帶來的效率損失ΔTE。隨著η的增加超過某一閾值時，企業家謀取私益的能力增加，導致隧道效應帶來的損失ΔTE遠超過控制權激勵效應，從而不利于企業全要素生產率的提高。

目前中國的中小企業大多面臨著嚴重的融資約束，由于借貸雙方存在信息不對稱，大部分資金所有者（如銀行，證券等金融機構）都是“嫌貧愛富”的，相比于單層股權結構而言，雙層股權結構在高融資約束環境下對企業全要素生產率的促進作用是否會更顯著呢？為探究雙層股權結構對企業全要素生產率的異質性影響，對公式（22）中的融資約束程度求偏導可得：

ΔTFPFC=-γ（η-1）αI′FC（1-γ）gt;0（26）

由式（26）可得融資約束程度在雙層股權結構對企業全要素生產率的影響中是起到正向調節作用。融資約束主要是通過影響隧道效應ΔTE的大小來調節雙層股權結構對企業全要素生產率的影響。融資約束程度越高，它的正向調節作用就越高，反之，其正向調節作用就越低。當企業處于融資約束程度較高時，由于侵占比例對融資約束程度siFC=IFCgt;0，企業控股股東的現金流權α就相對較高，提高融資約束程度更能減少雙層股權結構企業的機會主義行為，降低隧道效應ΔTE所造成的效率損失。因此，企業會有更多資金用于研發投入以提高研發成功的概率，從而提高企業全要素生產率。當企業面臨的融資約束程度較低時，企業控股股東的現金流權相對較低，同時兩權分離程度又進一步擴大了控股股東的利己主義空間，提高了隧道效應ΔTE，阻礙了企業全要素生產率的提高。只能緩解凈效應，但并不表示是促進，雙層股權結構對企業全要素生產率的凈效應。

H2：融資約束程度在雙層股權結構對企業全要素生產率的影響中起到正向調節作用。

三、數據、變量與模型設定

（一）數據來源及處理

本文以2010—2020年在美上市的所有中概股為研究樣本，其財務數據來源于BVD-Osiris全球上市公司數據庫，首先通過搜狐財經的中概股目錄中獲取所有的中概股名稱及對應代碼，剔除掉指數類基金及極少數非中概股企業，再從SEC官網中手工收集各個企業所采用的股權制度，若該公司采用了雙層或多層股權制度，則記為1，否則記為0。雙層股權制度的主要特征為現金流權與控制權分離，某些企業雖將股票分為A、B兩類股，但其本質特征仍為一股一權的（如MSC公司），我們仍將其計為單層股權結構，而如阿里巴巴的合伙人制度，雖然其為一股一權制度，但合伙人決定了大部分公司董事人選的提名權，即使通過上市融資也不丟失其提名權，仍然能夠控制公司，因此也應將其歸為雙層股權制度。本文剔除了所有收入、中間投入為負數的企業，并對所有參與回歸的原始數據進行縮尾處理，對于缺失值參照上市公司年報進行填充，但缺失值仍然相對較多，若處理為平衡面板數據時將會丟失大量樣本，造成樣本選擇偏差，因此為非平衡面板數據。

（二）變量設定與測算

被解釋變量：企業高質量發展變量，具體以企業全要素生產率作為其評價和計量指標。

解釋變量：雙層股權結構，分別以啞變量（企業是否為雙層股權結構，若是則為1，否則為0）以及B類創始人股票所含投票權與A類普通股投票權之比定義。

控制變量：其主要目的是為了減小遺漏關鍵變量引起的內生性偏差，控制變量的選取最好是既與解釋變量相關，同時也與被解釋變量相關。根據已有文獻［10］，本文分別對企業特征、年份、地區及行業效應進行了控制。

目前融資約束的測算方式有三類，在文獻綜述部分已經闡述過，這里不再贅述。由于SA指標是由企業規模和企業年齡兩個外生性指標綜合構成的，在這里作為融資約束的替代指標更為合適，其計算公式為：

sa=-0.737*size+0.043*size2-0.04*age（27）

其中，size是企業規模，其單位為百萬美元，并對其進行對數化處理，age為企業年齡。為確保計量結果的穩健性，我們也使用WW指數進行穩健性檢驗。WW指數的計算公式如下：

WW=-0.091CF-0.062DIVPOS+0.021TLTD-0.044Size+0.102ISG-0.035SG（28）

WW指標越大，企業面臨的融資約束越強。其中，CF表示現金流與總資產的比值，DIVPOS是分紅時取值為1的虛擬變量，TLTD是長期負債與總資產之比，Size是總資產的自然對數，ISG是企業所處行業的銷售增長率，SG是企業的銷售增長率。

在使用lp法計算全要素生產率的過程中，由于國外報表與國內報表具有一定的差異，本文參照魯曉東等、徐小惠的方法及指標［13-14］，將企業增加值（y）作為產出指標，其計算方式為增加值=企業總收入-中間投入+本期應交稅。從投入指標來看，勞動（l）為企業員工人數，固定資產投入（k）為不動產、廠房及設備凈額，中間投入（m）為營業成本+銷售費用+管理費用+財務費用-折舊攤銷。

在全要素生產率的測算當中，由于op法需要滿足投資與生產率單調遞增的關系，對于投資額為0或負數的樣本不會估計，若采用op法進行估計，在回歸的樣本當中，將近一半的樣本會被丟棄掉。因此，將選擇中間投入作為代理變量，運用lp法、wooldridge及ACF法對各個企業的全要素生產率進行估計，結果如表2。資本產出的彈性都略高于勞動產出彈性，說明企業仍然處于資本密集度化的過程［15］，企業仍然處于向更高層次的資本密集型，技術密集型升級的過程，此時資金作為一種相對勞動更稀缺的生產要素，企業面對的融資約束也可能相對較高。有學者對中國上市企業的融資約束進行分析，認為中國上市企業仍然處于融資約束較緊的狀態［16］。

由圖1可得，雙層股權結構企業上市的數量在樣本期間快速增長，雖然仍然低于傳統同股同權的企業數量，但雙層股權結構企業的平均tfp基本高于總體樣本及單層股權結構企業的均值，表現出雙層股權結構企業的生產更多的是依靠知識、技術等要素，而非資本，勞動的傳統要素。在樣本期間內，采用雙層股權結構的上市企業數增長速度越來越快，說明中國這類具有表決權差異的股票在國外資本市場愈加受到歡迎。

表3對不同股權結構下企業全要素生產率的差異進行初步統計檢驗。t檢驗在1%的顯著性水平下表示雙層股權結構的企業全要素生產率顯著高于單層股權結構的企業全要素生產率。但t檢驗的使用前提需滿足服從正態分布，為保證結果穩健性，本文還采用非參數方法（Mann-Whitney"U檢驗）對兩者的差異進行檢驗，結果仍然穩健。當然，這并不能說明企業全要素生產率的提高是因為企業采用雙層股權結構制度，其因果效應必須進行更嚴格的計量分析。

由表4可以看出，采用雙層股權結構的樣本數均值為0.31，即雙層股權結構企業占樣本總數的數量為31%，同時理論上，融資約束指標應均為負值，描述性統計顯示的結果也基本符合要求，且SA指標數越大，表明企業面臨的融資約束程度越強。

（三）實證模型構建

基于機理分析中雙層股權結構對企業全要素生產率的影響研究，構造以下計量模型以檢驗假說H1和假說H2：

TFPi，t=β0+β1Duali+βccontrol_variablesi，t-1+εi，t（29）

TFPi，t=β0+β1Duali+β2Duali*FCi，t+β3FCi，t+βccontrol_variablesi，t-1+εi，t（30）

其中，TFPi，t表示第i個企業在t年的企業全要素生產率，Duali為核心解釋變量，表示第i個企業是否采用雙層股權結構的虛擬變量，control_variablesi，t-1為滯后一期的控制變量，εi，t為隨機擾動項，FCi，t表示第i個企業在t年所面臨的融資約束程度。

模型（29）—（30）分別用來檢驗假說H1和假說H2。其中，若模型（29）用于驗證雙層股權結構與企業全要素生產率之間的關系。若β1系數為正，則假說H1a成立，若系數為負，則假說H1b成立。為進一步分析企業的融資約束程度對全要素生產率的調節作用。若模型（30）中的β2顯著為正，則假說H2成立，即在企業融資約束程度較高的時候，雙層股權結構與企業全要素生產率的正向關系更加顯著。

四、實證結果與分析

（一）假設1實證檢驗結果與分析

1.基準回歸結果

由表5可得，第（1）—（3）列為控制變量滯后一期，第（4）—（6）列為當期控制變量。雙層股權結構與企業全要素生產率的關系顯著為正，且結果保持穩健。相比于單層股權結構企業而言，雙層股權結構對企業全要素生產率的平均處理效應達到0.234，顯著提高了企業全要素生產率，說明假說H1a成立。但我們可以看到，雙層股權結構對企業全要素生產率的正向影響顯著性水平并不高，這說明其控制權激勵效應可能只是略大于隧道效應。從控制權激勵效應來看，最早采用雙層股權結構的中國企業是百度，于2005年上市，隨后選擇雙層股權結構的大多數樣本企業均為高新科技企業，創始人獨特的智力資本在企業價值創造中作用相比于非科技企業而言更為重要，對研發摩擦成本的降低能夠更有效地幫助企業的研發投資轉化為研發成果。從隧道效應來看，選擇雙層股權結構上市的企業大多比較年輕，特別是到2016年開始才有大量企業選擇雙層股權結構的股權設計方式上市，企業創始人的現金流權稀釋程度相對較低，而中國的物質資本充裕程度也低于美國，英國等發達國家，融資約束程度相對較緊，創始人股東機會主義行為的可能性較低，因此這和以歐美為主的樣本企業所進行的實證分析結果往往存在差異。對于其他控制變量而言，企業規模、研發強度、企業價值（Tobin’s"Q）及現金流比率與全要素生產率的關系顯著正向相關，與而企業年齡與全要素生產率顯著負向相關。接下來，我們將檢驗雙層股權結構的兩權分離度與企業全要素生產率的非線性關系。

TFPi，t=β0+β1Dualb2i+β2Dualbi+βccontrol_variablesi，t-1+εi，t（31）

若模型（31）系數β1為正，則說明雙層股權結構的兩權分離度與企業全要素生產率呈現倒U型關系。需要進一步說明的是，由于樣本選擇區間的不同，可能僅呈現出兩權分離程度與企業全要素生產率單向遞增的左半部分情況，也有可能出現由于兩權分離程度提高導致企業全要素生產率降低的右半部分情況。

由表6的第（1）列和第（2）列可得，無論是當期還是滯后一期的控制變量情況下，投票權與現金流權的分離程度的兩次項系數與企業全要素生產率之間的關系并不顯著，不足以支持雙層股權結構與企業全要素生產率的非線性關系。而由第（3）列可得，兩權分離程度與企業全要素生產率的關系也僅剛好滿足10%水平下顯著。這很可能說明對于在美上市的中概股而言，雙層股權結構的兩權分離程度的設定值較為適當，但若繼續提高兩權分離程度，過高的兩權分離程度很可能使得雙層股權結構的隧道效應迅速提高，導致企業全要素生產率降低，從而無法發揮出雙層股權結構在企業治理中的獨特優勢。

在假說H1的檢驗中，我們分別使用工具變量法及傾向得分匹配法處理內生性問題，以便進行因果識別。在雙層股權結構對企業全要素生產率的影響中可能受到某些不可觀測變量的影響，即遺漏變量導致的內生性，例如，可能是創始人的自身的能力，社會關系等提高了企業全要素生產率，而并非是雙層股權結構本身。此外，由于預期全要素生產率較高的企業創始人更可能會采用雙層股權結構來保證自己在企業中的地位，出現雙向因果問題。因此簡單使用ols估計很可能導致系數估計是有偏的。通過尋找工具變量可以有效解決估計有偏的問題，保證回歸有效。

一個合適的工具變量必須要滿足兩個條件，即外生性和相關性。本文選擇了企業上市當年同行業中采用雙層股權結構的比例作為工具變量，從外生性而言，行業中的其他企業是否采用雙層股權結構并不能直接影響到企業自身的全要素生產率，也難以通過其他渠道影響該企業的全要素生產率。從相關性而言，同一行業中采用雙層股權結構的企業越多，企業創始人也很可能會效仿行業中的其他企業，選擇能夠在保證控制權的情況下破解融資難的雙層股權結構實現上市融資。由表7可知，通過兩階段回歸重新估計方程，結果系數依然為正且顯著。

考慮到普通面板回歸可能出現的樣本選擇問題，本文運用傾向得分匹配法對基準模型回歸做進一步估計。本文在自助法的基礎上，使用logit回歸進行傾向匹配估計，匹配方法選擇最近鄰匹配及核密度匹配分別進行回歸。表8給出傾向得分匹配法的回歸結果，而核密度法的樣本偏差相對較小，效果較好。從平均處理效應來看，兩種匹配方法的回歸系數對比基準模型結果均有所上升，且分別在1%和5%的水平下仍然保持顯著，進一步證明了假設，結果保持穩健。

2.穩健性檢驗

為確保結果穩健，本文還運用了以下方法進行穩健性檢驗，一是對變量設置進行替換：（1）替換企業的全要素生產率的衡量方式，本文還采用了Wooldridge及ACF法對模型進行回歸，結果仍然保持顯著。（2）改變控制變量。目前與企業全要素生產率的相關控制變量的影響一般是滯后一期的，為保證結果的穩健性，我們選用同期的控制變量重新進行回歸，核心解釋變量仍然顯著。

二是非平衡面板數據相比于平衡面板數據而言，更容易導致樣本不具有代表性，導致估計量不一致。Baltagiet提出簡便的ANOVA估計量對非平衡面板的回歸系數的估計最優，而極大似然估計（MLE）在方差組合及標準誤差的估計中也要優于其他方法，本文運用ANOVA法及極大似然估計法對基準模型結果進行重新估計，由表9結果可得，回歸結果仍然保持穩健，進一步證明了雙層股權結構對企業全要素生產率的促進作用。

（二）假設2實證檢驗結果與分析

1.基準回歸結果

對于在美上市的中概股而言，融資約束程度越高，企業的資金往往更加以自有資金為主，而非通過外界融資的方式籌措資金，這表明企業創始人往往難以通過隧道效應侵蝕企業的其他利益相關者，企業創始人會更加用心經營企業。因此，企業面對較高融資約束時采用雙層股權結構時很可能使企業全要素生產率進一步提高，提高企業在價值鏈上的獲利地位。當企業處于低融資約束的情況下，企業往往能夠通過低成本的外部融資滿足企業的現金流需求，企業家即使通過隧道效應謀取私益也難以被監管機構發現，此外，由于創始人所占有的現金流權更低，通過雙層股權結構獨特的兩權分離機制進一步擴大了其謀取私益的動機，導致在研發投入方面的資金相對缺乏，無法充分發揮出激勵效應，從而阻礙了企業全要素生產率的提高。

由表10的第1列表示，融資約束與雙層股權結構的交互項Sa*dual的系數為正，在1%的水平上顯著。說明當企業處于高融資約束時，采用雙層股權結構的創始人可能因為更高的現金流權以及面臨更強的市場監管，減少機會主義行為，提高公司治理效率，從而正向調節雙層股權結構對企業全要素生產率的影響，驗證了假說H2的成立。

2.穩健性檢驗

除了更換企業全要素生產率的衡量方式及控制變量的期數以外（如第2列至第4列），我們還更換調節變量的衡量方式，如表10所示。使用WW指數作為融資約束的衡量標準，同時依據WW指數對融資約束變量進行分組，當融資約束處于50%分位數以上的定義為高融資約束組，低于50%分位數定義為低融資約束組，交互項系數仍然顯著為正，進一步驗證了假說H2結果的穩健性。

五、結論及建議

本文建立了一個離散時間的多部門模型，從理論上闡釋了雙層股權結構對企業全要素生產率的影響路徑，并利用2010—2020年在美上市的中概股進行實證檢驗，最終得到以下研究結論：（1）雙層股權結構對企業全要素生產率的影響是不確定的，它取決于激勵效應與隧道效應之差。當凈效應為正的時候，雙層股權結構則提高企業全要素生產率。反之，雙層股權結構則降低企業全要素生產率。（2）在高融資約束條件下，雙層股權結構對企業全要素生產率的正向調節作用相對較大，而在低融資約束條件下，雙層股權結構對企業全要素生產率的正向調節作用較弱。

傳統工業經濟時代下，單層股權結構是大多數企業所采取股權制度，它能有效聚集金融資源，提高物質資本的專用性投資。但在知識經濟下，人力資本作為重要的生產要素，它同樣具有很強的資產專用性，但人力資本所有者的天然不可抵押性注定了人力資本所有者只能被“激勵”而不能“抵押”，因此，選擇雙層股權結構能保證企業創始人地位的同時，破解融資約束難題，實現企業高質量發展，這對于新時代下實現經濟高質量發展具有重要意義。據此，提出以下建議：

第一，選擇合適的投票權與現金流權的分離比例。目前以中概股的樣本為例，投票權與現金流權的比例是相對合適的，尚未表現出由于兩權分離程度過大導致的隧道效應大于激勵效應。對于中概股而言，大部分采用雙層股權制度的企業的兩權分離程度集中在1∶20左右，而目前在中國第一支采用雙層股權結構的企業——優刻得的兩權分離程度為1∶5，相對而言分離程度較低，雖然這種制度可能有效地促進了企業全要素生產率的提高，但若能選擇更合適的兩權分離程度，那么創始人的激勵效應對企業全要素生產率的邊際效應可能相對更高，從而更大幅度提升企業全要素生產率。

第二，堅持對雙層股權結構“寬上市，嚴監管”的原則。目前中國已經逐步開放對雙層股權結構企業的上市，如今在科創板領域，已經出臺相關配套法律及制度規范雙層股權結構企業上市后的行為。相比于單層股權結構而言，雙層股權結構在高融資約束以及高新科技領域具有更強的激勵效應，能夠推動企業高質量發展，但同時也要小心雙層股權結構對企業全要素生產率的負向影響，嚴格監管，繼續完善雙層股權結構企業的信息披露制度等。

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Does"the"Dual-class"Share"Structure"Promote"the"High-quality"Development"of"

Enterprises？"——The"Research"Perspective"of"the"Moderating"Effect"Based"on

Financial"Constraints

XIAO"Shuguang，"WU"Tao

（School"of"Economics，Guangdong"University"of"Finance"and"Economics，Guangzhou"510320，China）

Abstract："High-quality"development"of"enterprises"is"a"crucial"micro-foundation"for"promoting"economic"growth."Total"factor"productivity"is"a"key"indicator"for"evaluating"and"measuring"the"high-quality"development."However，"every"enterprise"faces"varying"degrees"of"financing"constraints."Therefore，"exploring"the"impact"of"the"dual-class"share"structure"on"enterprise"total"factor"productivity"under"different"financing"constraints"is"of"great"research"value."This"paper"explores"the"relationship"between"the"dual-class"share"structure"and"total"factor"productivity"of"Chinese"stocks"listed"in"the"U.S.from"2010"to"2020."The"study"finds"that"firms"with"dual-class"share"structure"have"higher"total"factor"productivity"（TFP）"than"those"with"single-class"share"structure，"and"higher"Total"factor"productivity"means"higher"development"quality."The"study’s"findings"remain"reliable"even"after"propensity"score"matching"and"conducting"a"series"of"robustness"tests."The"positive"moderating"effect"of"the"dual-class"share"structure"on"a"firm’s"total"factor"productivity"is"stronger"under"high"financing"constraints.

Key"words：dual-class"ownership"structure;"firm"total"factor"productivity;"financial"constraints"

（責任編輯：周正）