黄建欢　杨宁　尹筑嘉

摘要：测算股权制衡度时不考虑股东间的关联关系可能引致偏差。鉴此，重新测算了股权制衡度，以2003～2013年927家A股主板上市公司为样本研究其与公司绩效的关系。结果表明：“新股权制衡度”与公司绩效为非线性的U型关系，而“旧股权制衡度”与公司绩效为线性关系；[1，2]为股权制衡度对公司绩效影响的灰色区间；股权制衡度与公司绩效的关系受股东持股模式和外部环境影响。研究结果支持条件有效论，适度的股权制衡才能发挥积极作用。

关键词： 股权制衡度；竞争性股权；实际控制人；U型关系

中图分类号：F830.91文献标识码：A文章编号：1003-7217（2015）02-0033-07

一、问题提出

股权制衡是指两个或两个以上的公司大股东均持有较多数量的股权，相互形成竞争和牵制，使得单个股东不能完全控制企业，最终形成大股东间相互监督和制约的权力模式[1，2]。竞争性股东的存在是一个较为普遍的现象。例如，Laeven and Lcvine（2004）对西欧13个国家的上市公司的研究表明，约1/3的企业拥有不少于两个的控制性股东。股权结构与公司绩效密切相关[3]，股权制衡理论从公司治理内部寻求途径，探讨竞争性股东的存在是否有助于同时缓解股东与经理层，大股东与小股东之间的冲突，进而是否利于公司绩效的提升[4-7]。

然而关于股权制衡与公司绩效的关系，与已有研究的结论并不一致。相关观点有：（1）有益论，股权制衡能给公司绩效带来正面效应。刘星、刘伟（2007）[8]认为其他大股东对控股股东的制衡能力越强，公司价值越高。李亚辉等（2012），祝龙娃（2012），张良等（2010）指出股权制衡度内生地与公司绩效正相关[9，10，2]。赵卫斌（2011），吕怀立、李婉丽（2010），陈德萍、陈永圣（2011）则认为股权制衡能外生地促进公司绩效的提升[11-13]，龚光明、张柳亮（2013）则认为从内生视角股权制衡对公司绩效的促进作用更强[14]。与非股权制衡类公司相比，陈信元、汪辉（2004），孙菊生、李小俊（2006），佟岩、陈莎莎（2010）认为制衡类公司的绩效较高[15-17]。（2）有害论，股权制衡对公司绩效具有负面影响。赵景文、于增彪（2005）[18]发现股权制衡的公司其业绩显著差于同行业规模最接近的一股独大公司。徐莉萍等（2006）[19]指出，过高的制衡程度对公司绩效有负面影响，张光荣和曾勇（2008）[20]支持这一观点并指出该负面影响在国有控股及业绩好的公司中更明显。（3）无关论。朱武祥、宋勇（2001）[21]对家电行业上市公司的研究指出竞争激烈的行业，股权结构与企业价值不相关，而顾问和许继校（2014）[22]认为在垄断行业中二者无关。（4）条件有效论。毛世平（2009）[23]指出股权制衡正面治理效应的发挥具有条件限制，如在金字塔控制结构下难以发挥。一些学者认为在某个区间股权制衡度才与公司业绩正相关，黄渝祥等（2003）[24]提出该区间为[2.13，3.09]，而阮素梅等（2014）[25]认为2.458这个点最优。上述结论各异，原因除公司绩效的代理变量选取、研究角度和样本数据有差异之外，一个重要因素可能在于：股权制衡度（ERR，Equity Restriction Ratio）的测算存在偏差。已有文献测算股权制衡度时很少考虑股东间可能存在的关联关系①，未剔除关联股东或一致行动人所持股权，高估了股权制衡度，进而可能导致实证结论的偏差。因此值得关注的问题是：若充分考虑股东间的关联关系，股权制衡与公司绩效的关系究竟如何？与现有研究结论是否不同？进一步地，在不同的控股模式和不同的外部环境下股权制衡对公司绩效的影响有何差异？

为回答前述问题，本文重新测算了股权制衡度，利用2003～2013年中国上市公司的面板数据，基于统计分析和模型回归考察股权制衡度的特征及其与公司绩效的关系，从三个方面拓展了已有研究：一是股权制衡度的新测算，本文充分考虑了被以往研究忽略的股东间的关联关系，力求修正因高估股权制衡度而导致的研究偏差。二是根据大股东控股模式及公司外部环境的差异分别考察股权制衡度与公司绩效的关系特征，以明晰两者关系，给出更细致结论。三是数据的拓展，以往研究数据周期较短且多为截面或混合数据，本文利用了2003～2013年共11年平衡面板数据。

二、股权制衡度的测算及其影响公司绩效的机理

（一）股权制衡度的测算方法

已有文献测算股权制衡度的方法为：ERR-1=第二至第十大股东持股比例之和/第一大股东持股比例。本文称之为“旧股权制衡度”。如前所述，上市公司的股东之间可能存在关联，部分股东可能受同一实际控制人的控制，无法对其形成有效制约，研究中若不剔除这部分股权将高估股权制衡度，导致有偏差的结论。为此本文提出一个新思路以准确反映股东间的制衡关系，将前十大股东中的实际控制人及其一致行动人以外的股东所持股权定义为竞争性股权，以此来测算股权制衡度ERR-2=（前十大股东持股比例之和-实际控制人控制权比例）/实际控制人控制权比例，（简称“新股权制衡度”）。另外，大多数文献采用第一大股东持股比例（shrcr1）作为大股东持股的代理变量，本文则用实际控制人控制权比例（control_ratio）作为代理变量。

财经理论与实践（双月刊）2015年第2期2015年第2期（总第194期）黄建欢，杨宁等：股权制衡对上市公司绩效的非线性影响基于股权制衡度的新测算

（二）股权制衡对公司绩效非线性影响的机理分析

大股东控制使公司治理出现了更为复杂的局面。一方面具有“监督效应”，即大股东有动力增加对管理层的监控，使其更好地实施管理，缓解股东与管理层间的委托代理冲突，从而提升公司绩效。另一方面又具有“隧道效应”，基于控制权的掌握，大股东有动机通过掏空上市公司侵害小股东的利益等手段获得私人收益，对公司绩效产生负面影响。因此在公司治理中存在两类治理冲突，即股东与管理层的冲突、大股东与小股东的冲突，相应地产生了两类治理成本。股权制衡理论侧重于从内部视角研究如何降低治理成本和提升公司绩效。

一般地，若上市公司存在多个大股东共享控制权并有相互制衡的能力，则该公司的股权特征为股权制衡。理论上看，股权制衡是一把“双刃剑”，有利方面为：（1）控制权共享能提升大股东的相互监督水平，大股东通过侵害公司利益的方式获取不正当利益的成本和风险会增大，谋取控制权私利的行为会得到抑制。（2）基于第一点，制衡的股权结构有助于抑制大股东掏空上市公司的行为，保护小股东利益。（3）一股独大时，控股股东可能会对管理层产生过度监督，不利于其管理积极性和创造性的发挥。当有多个大股东时，搭便车行为可能会缓解过度监督问题。不利方面表现在：（1）多个大股东会存在“意见分歧效应”，公司决策效率降低，造成投资不足等，降低公司绩效。（2）多个大股东的存在使得对管理层的监督成为“公共品”，搭便车行为可能导致对管理层的监督不足，不利于提升公司绩效。

由此可见，股权制衡通过多种途径影响公司绩效，影响方向和力度具有复杂性，利弊兼有，可能出现非线性特征。且在不同的国家和地区还可能出现不同的情况。具体到中国上市公司中股权制衡对公司绩效的影响究竟是利大还是弊大，有待基于长时期大样本数据的实证来检验。

三、中国上市公司股权制衡的特征

以上海证券交易所和深圳证券交易所A股上市公司为研究对象，观测期为2003～2013年，数据来自国泰安CSMAR数据库。样本筛选及数据处理过程为：（1）剔除数据缺失、不全且无法获得的样本；（2）剔除B股、ST类以及金融类上市公司样本；（3）剔除数据极端异常的样本，如净资产收益率大于1小于-1的样本，实际控制人控股大于0.95但小于0.05的样本。最终获得927家上市公司2003～2013年共10197条平衡面板数据。

图1报告了ERR-2、ERR-1、control_ratio、shrcr1的各年均值。总体来看，四者的年度均值自2005年出现了明显的下降，可见股权分置改革开始后上市公司大股东普遍加强了对公司的控制。值得注意的是，control_ratio始终高于shrcr1，差异逐年递增，ERR-2始终低于ERR-1，差异也逐年递增，且差异均在1%水平下显著（有关结果略）。这说明用第一大股东持股比例来分析时会低估大股东控股程度，而旧股权制衡度则高估了股权制衡程度。

图1ERR2、ERR1、contral ratio及shrc1各年均值图

四、股权制衡与公司绩效关系的实证检验

（一）实证研究设计

从两个层面进行实证研究：（1）总样本回归分析。控制住各类因素的影响，基于平衡面板数据随机效应模型和岭回归模型考察股权制衡与对公司绩效的非线性影响，并与旧股权制衡度的回归结果进行对比。（2）分组回归分析。基于控股模式与外部环境对样本进行分组，考察不同条件下股权制衡与公司绩效的关系。

面板回归模型如下，其中y为因变量，x-k为观测变量，x-（-k-+r）为控制变量。

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

为进行比较，回归模型中分别加入了ERR-2和ERR-1，对应大股东控制代理变量分别为control_ratio和shrcr1，具体变量说明见表1。控制变量中股权分置改革以每家公司股改完成时间为准，若缺乏数据则取2006年。

（二）股权制衡对公司绩效的非线性影响：基于全部样本

1.股权制衡度对公司绩效的影响。变量相关性测试发现ERR-2（ERR-1）与ERR-22（ERR-12）相关性系数接近0.9，若同时进入模型会出现共线性问题，因此两者先分别进入模型（表2的模型1、2，基于Hausman检验结果选用随机效应模型），再同时进入（即模型3，利用岭回归来控制共线性）。

观察结果知：（1）control_ratio系数显著为正（1%水平下），实际控制人控股比例对公司绩效具有显著正向影响；（2）ERR-2系数显著为正（1%水平下），模型3中ERR-22也显著为正（5%水平下），这说明公司绩效与股权制衡度之间不是简单的线性关系，而是呈斜U型关系。随着股权制衡度的增加，公司绩效先下降后上升。这暗示存在着一个“灰色区域”，因股东间相互监督和牵制作用过强，股权制衡对公司绩效具有负向影响。（3）哑变量NSR的系数显著为正（1%水平下），即股权分置改革有助于提升公司绩效。为负不显著，而controler_type-2的系数显著为正（1%水平下），较国有性质、民营性质的实际控制人对管理层的监控动力更强。较之外资企业，民营性质的实际控制人在与政府机构、客户等沟通更便利，因此民营性质的控制人对公司绩效的促进作用最为显著。此外，公司规模size系数显著为正（1%水平下），规模效应存在，公司规模越大公司绩效越高；资本结构和经营风险变量lev系数显著为负（1%水平下），资产负债比越高越不利于公司绩效的提高；管理层持股manageshare_ratio系数显著为正（1%水平下），管理层持股有助于提升公司绩效；两职合一two_in_one的系数显著为正（5%水平下），上市公司总经理与董事长为同一人有利于公司绩效的提高。

模型4～6改用ERR-1和shrcr1进行回归。与模型1～3相比，差异在于ERR-12不显著，即公司绩效与旧股权制衡度之间是线性关系，与已有文献[7，8]的结论一致。但本文发现公司绩效与新股权制衡度之间为非线性关系，结论差异很可能源于股权制衡度等指标的差异。这说明测算股权制衡度时有必要充分考虑股东间内在的关联关系。

稳健性检验中，首先引入总资产收益率（ROA）作为因变量检验回归结果是否依赖于公司绩效指标的选取，再采用非平衡的面板数据进行检验。检验结果均支持本文结论（有关结果略）。

2.不同区间内股权制衡对公司绩效的影响。

为进一步确定上述结论U型关系中的“灰色区域”，根据ERR-2的大小分区间，不考虑二次项，采用随机效应模型。限于篇幅仅报告ERR-2的系数和统计显著性。表3显示：制衡度ERR-2在小于1和大于2的区间系数均显著为正（1%水平下），而在[1，2]内系数均不显著（10%水平下），为此将区间[1，2]进一步细化，发现绝大多数细化区间内制衡度系数为负，且在[1.25，1.3]、[1.3，1.35]、[1.4，1.45]、[1.8，2]内显著，系数绝对值也较大，因此推断股权制衡度与公司绩效影响关系的“灰色区域”为[1，2]。

究其原因，ERR-2小于1时，实际控制人处于绝对控股的“主人”地位，掌握绝对话语权，“意见分歧效应”带来的谈判成本和效率损失得到降低，且“激励效应”发挥主要作用，对公司管理层的监督加强。ERR-2大于2时，竞争性股东对实际控制人具有较强的监督和制衡能力，一方面能降低“隧道效应”，另一方面因竞争性股东持有股权远高于实际控制人控股权，此时实际控制人“管家意识”淡薄[26]，竞争性股东会适当加强对管理层的监督，从而对公司绩效起到促进作用。而ERR-2在[1，2]时，上市公司缺乏绝对的“主人”与“管家”，对管理层的监督成为“公共品”，搭便车行为严重，大股东会加大对公司利益的挖掘，造成绩效损失。同时“意见分歧效应”显著，谈判成本与投资机会损失增加。因此股权制衡度在[1，2]时与公司绩效负相关。

（三）股权制衡对公司绩效的非线性影响：基于分组考察

股权制衡对公司绩效的作用还可能受其他因素的影响，下面采用分组回归的方法进行检验，模型与控制变量不变。

1. 基于持股模式分组。定义control_ratio大于0.5为绝对控股组，0.3～0.5之间为相对控股I组，0.1～0.3且实际控制人控股权不小于竞争性股权为相对控股II组，剩余样本定义为分散持股组。表4结果显示：（1）分散持股组中模型1ERR-2系数最小显著性最低，模型3中甚至不显著（10%水平下），即上市公司股东持股分散时，股权制衡发挥不了对公司绩效的正面作用。（2）绝对控股组中模型3ERR-22系数显著为负（5%水平下），即公司绩效随股权制衡度的增大呈∩型分布，此时不存在前述“灰色区域”。说明实际控制人控股大于0.5时，随竞争性股东对实际控制人的制衡水平逐步加强，实际控制人掏空上市公司的行为逐步得到抑制，公司绩效所受负面影响逐步减少，同时实际控制人具有稳定的“主人地位”和很强的“管家意识”，有动力加强管理层监督，从而股权制衡与公司绩效呈正相关关系。当制衡度进一步提升，竞争性股东的制衡能力很强时，可能引致股东间“内耗”，不利于公司绩效的提升。因此在绝对控股模式下，公司绩效随股权制衡呈∩型分布。（3）模型3中，相对控股Ⅰ和Ⅱ组ERR-22均显著为正（1%水平下），公司绩效随股权制衡度的变化呈U型分布，存在“灰色区域”，与全部样本的回归情况相似。因前文已经阐述相关机理，这里不再赘述。（4）较之其他组，相对控股Ⅱ组模型1～3，control_ratio系数最小显著性最低，说明当控股比例降至0.1～0.3时，实际控制人“主人翁”意识进一步弱化甚至消失，“隧道效应”比较显著，加之管理层监督中的普遍存在“搭便车”行为使得“激励效应”最弱，因此对公司绩效提升作用最小。

2.基于外部环境分组。

由樊纲和王小鲁给出的市场化进程总得分①取2002～2009年的均值来衡量公司所处环境的优劣，大于8分为高市场化进程组，低于5.5分为低市场化进程组，其余为中市场化进程组。观察表5知三组回归结果系数差异较大。模型1中低市场化进程组ERR-2系数最大，高市场化进程组系数最小，模型3组间差异不大。control_ratio系数在低市场化进程组最大而高市场化进程组最小。这说明外部环境较好时股权制衡度对公司绩效的正面作用反而最小；随市场化程度提升，实际控制人控股比例的增加对公司绩效带来的正面作用反而由低至高。其原因可能是：外部治理环境较差，外部监控和法律约束力较低，对公司绩效的积极作用极为有限，只能依靠股东间的互相监督、股东对管理层的监督来提升公司绩效，此时股东们更有积极性加强监督提升绩效，故股权制衡度和大股东控制程度的单位提升所带来的公司绩效提升更为显著，即两个变量的边际效应更为明显。但当外部治理环境较好时，股东的“管家”意识可能较弱，因此股权制衡度的积极作用相对有限。这一现象也暗示着内部治理机制的作用效果与外部治理环境存在一定程度的替代关系。

五、结论与启示

本文考虑股东间的关联关系，重新测算了股权制衡度，基于2003～2013年大样本数据，研究了股权制衡对公司绩效的非线性影响。主要发现有：（1）旧股权制衡度高估了股权制衡程度，在分析股权制衡与公司绩效之间的关系时存在偏差。旧股权制衡度与公司绩效为线性关系，而本文新测算的股权制衡度与公司绩效之间为非线性的U型关系。（2）股权制衡度与大股东控制程度的提高均有助于提升公司绩效，但存在一个“灰色区域”，股权制衡导致股东之间过度制约反而可能降低公司绩效，测算表明该股权制衡度区间为[1，2]。（3）股权制衡与公司绩效之间的非线性关系与大股东持股模式有关，绝对控股模式下非线性的∩型关系，相对控股模式下则为U型关系，即“灰色区域”仅在相对控股模式下存在。（4）外部环境较差时，股权制衡的积极效果反而更显著。本文研究发现的主要启示有：

1.一定条件下股权制衡可发挥积极作用，股权制衡应适度。在制衡度为[1，2]的“灰色区域”，随着股权制衡的提升，公司绩效反而可能下降，且实际控制人为相对控股状态时最显著。这说明股权制衡的调整应适度且要考虑持股模式等因素的差异。本文结论支持股权制衡对公司绩效条件有效论，用提高股权制衡度来提升公司绩效的“线性思维”未必能够发挥预期作用，股权制衡的积极作用，需要一系列内外在的条件配合。

2.采用信息更全面的新股权制衡度开展实证研究。旧股权制衡度未充分反映股东间的关联关系和实际制衡状态，所得结论不一定准确。比较显示，旧股权制衡度无法揭示出股权制衡度与公司绩效之间的非线性关系，而基于新股权制衡度则揭示出股权制衡度与公司绩效之间具有U型关系。用新股权制衡度来开展实证研究可能更为妥当。

3.客观看待和评价大股东控制的上市公司。大股东控制和股权制衡两者之间并不是简单的冲突关系，在一定条件下均对公司绩效有积极作用，因此不必过于强调抑制大股东控股或增强股权制衡，而是注重二者协调配合以充分发挥其积极效果。

4.加强外部治理环境建设的同时激励股东的“管家”意识。外部环境较差时，股权制衡和实际控制人反而越能发挥对公司绩效的正面作用，这暗示着加强外部治理环境建设固然重要，同时也应采取措施激励股东的“管家”意识，内外兼顾、双管齐下以加强公司治理。

注释：

①笔者统计发现，2012年2490家样本上市公司中，前十大股东间明确公告存在关联关系的占52.5%，只有7%明确说明其前十大股东之间不存在关联关系。这说明大部分公司的股东间存在各种关联关系。

②市场化进程得分为各省份在市场化进程中同市场化程度最高和最低的省份相比相对位置，为“相对指数”，市场化指数总得分反映了政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育、要素市场的发育、市场中介和法律制度环境五个方面的进展。

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（责任编辑：王铁军）