李井林 卫芳

【关键词】 股权结构动态调整; 股权稀释; 股权集中; 企业绩效

【中图分类号】 F275.5  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2021）14-0029-09

一、引言与文献综述

我国上市公司股权结构较为复杂，上海证券交易所发展研究中心于2005年发布的《中国公司治理报告》指出，股权结构不合理位于八大基本公司治理问题之首。在全面深化国有企业改革的新时期，股权结构优化是国有企业实现混合所有制改革目标的重要突破口[ 1 ]。针对股权结构不合理现象，我国陆续推行了一系列改革措施。2005年上市公司实行股权分置改革，旨在消除上市公司流通股和非流通股的制度差异;2013年国有企业实行混合所有制改革，政府鼓励非公有资本、集体资本、外资等各类资本参与国有企业混合所有制改革，实现股权结构多元化。但是，受制度性和非制度性因素的影响，股权高度集中、“一股独大”等股权结构问题仍未得到有效解决。公司股权结构的调整优化问题也受到学者的广泛关注。就股权结构动态调整的研究议题而言，主要围绕企业股权结构动态调整动因、影响因素以及经济后果等方面展开。首先，在股权结构动态调整动因的研究方面，股权结构动态调整的路径依赖理论认为，一定程度上企业初始股权结构会影响其未来的股权结构，而这种路径依赖性的产生机制主要为效率机制和寻租机制[ 2 ]。效率机制源于股东在对股权结构做出调整时，会权衡调整收益和调整成本之间的关系。寻租机制是指尽管现有股权结构效率低下甚至没有效率，但在此股权结构下的控制人不仅有能力，而且有动力阻碍股权结构发生变化。若股权结构转变有效，使他人获得效率收益，但却以损害控制方自身的私人收益为代价，那么控制方就会延续原有的股权结构[ 3 ]。其次，在股权结构动态调整影响因素的研究方面，现有文献发现政府干预[ 4 ]、市场化程度[ 5 ]、企业业绩[ 6 ]以及金字塔层级[ 7 ]等都会影响股权结构动态调整。最后，在股权结构动态调整经济后果的研究方面，普遍发现实际股权结构向其最优水平的动态调整能提升企业绩效[ 8-9 ]。就研究方法而言，学术界主要存在股权结构单向积极作用于公司价值的股权结构外生观以及企业股权结构与公司价值相互影响的股权结构内生观。然而，外生观和内生观都没有考虑跨期影响的可能性，属于静态分析。股权结构和企业绩效在现实中都具有滞后影响性，必须考虑时间因素，即股权结构具有动态内生性。

已有大量研究表明公司股权结构不仅存在最优水平，而且存在有关其最优水平的动态调整行为。最优股权结构可以表示为企业价值最大化时的股权比例关系，这种比例关系是不同性质股东之间利益博弈的结果[ 10 ]。企业价值会因内外部因素的影响而发生变化，该如何安排大小股东之间的持股比例？各股东只有不断地进行持股比例的调整（增持/减持）才能逐渐达到最优股权状态。股权结构动态调整实质上就是股东如何安排公司最优股权结构的动态决策过程。探索股权结构与公司价值之间的关系，最终可以归结为研究公司是否具有最优股权结构，因为公司会努力使其股权结构接近最优比例，从而实现企业价值的最大化。

虽然研究股权结构动态调整影响因素及其效应的文献已大量出现，但一方面已有研究基本以外国上市公司数据为样本，较少以中国上市公司数据为样本，同时国内学者在考察股权结构动态调整行为时忽略了最优股权结构的作用;另一方面已有文献大都基于公司第一大股东等公司直接控股股东视角研究股权结构动态调整，鲜有学者从上市公司实际控制人视角进行探讨。本文以2006—2018年中国沪深交易所A股上市公司为样本，实证检验了上市公司实际控制人在控制权比例状态、市场择时机会、企业风险承担水平等情境下，如何通过股权稀释或股权集中将公司股权结构调整至最优水平（股权结构动态调整），实现企业价值最大化。在此基础上，本文进一步检验了股权结构动态调整（股权稀释或股权集中）对企业绩效的影响效应，即检验公司股权结构向其最优水平调整是否有助于提升企业绩效。本文的研究有助于拓展和丰富企业股权结构动态调整影响因素和效应研究，也为混合所有制改革背景下国有企业通过调整优化股权结构实现股权主体多元化和完善公司治理提供经验启示。

二、理论分析与研究假设

（一）控制权比例对股权结构动态调整的影响

从公司价值最大化角度而言，根据股权结构的动态权衡理论，公司股权结构不仅存在最优水平，而且还会向其最优水平不断进行动态调整，当公司股权结构达到其最优水平时，公司价值实现最大化。然而，由于资本市场存在摩擦，导致股权结构存在调整成本，公司实际股权结构往往偏离其最优水平。因此，当公司实际股权结构偏离最优股权结构时，實际控制人会调整其持股比例至最优水平，即当实际股权结构高于最优股权结构时，会进行股权稀释，反之进行股权集中。此外，从控制权的私人收益与成本权衡角度而言，实际控制人在决定是否利用其控制权攫取私人收益时，会考虑实施侵害中小股东利益行为的成本，当实际控制人拥有较大的控制权时，其通过控制权攫取私人收益的行为将直接损害公司的价值，进而影响自身收益，导致攫取私人收益的成本增加，从而抑制其攫取私利的动机。因此，实际控制人对控制权收益与成本的权衡也会影响其通过股权稀释或集中进行股权结构的动态调整。基于上述分析，本文提出如下待检验的研究假设：

假设1a：实际控制人控制权比例与股权稀释呈正相关关系。

假设1b：实际控制人控制权比例与股权集中呈负相关关系。

（二）市场择时对股权结构动态调整的影响

股票市场是公司重要的外部环境，股票价格偏离其内在价值所造成的股票错误定价会影响企业的投融资行为。公司股票价格不仅会影响公司的股权结构，而且会影响股权结构的调整速度。股票被误定价会向股东和管理层传递错误的信号，从而导致决策者做出有偏的股权结构调整行为，造成企业实际股权结构与最优状态相背离，企业资源配置效率下降，进而损害公司价值。市场择时理论认为，当公司股价被低估时，股东应该回购股份，公司股份被回购后，股价会上涨;当公司股价被高估时，股东应当增发股份，进行股权融资，因为股价被高估，发行相同的股份能获得更多的权益，股票增发后公司股价会下跌。因此，企业的市场择时行为会影响股权结构动态调整，股价偏离（高估/低估）其内在价值的程度越大，实际股权结构偏离最优水平可能性越大[ 11 ]。因此，公司股票被市场错误定价所带来的市场择时行为并不支持公司股权结构动态调整理论，即股权结构的市场择时理论认为公司并不存在最优的股权结构，公司实际股权结构也不会向其最优水平进行调整。基于上述分析，本文提出如下待检验的假设：

假设2a：公司股价高估与股权稀释呈正相关关系。

假设2b：公司股价高估与股权集中呈负相关关系。

（三）企业风险承担对股权结构动态调整的影响

风险承担是在项目未来现金流无法估计的情况下，企业对项目不确定性的最大容忍程度最终表现为一种意愿，即企业是否愿意将较多的资源投入到风险性的项目中[ 12 ]。企业股权结构动态调整行为也受到企业风险承担水平的重要影响。一方面，当企业把大量的资源投入高风险项目中，实际控制人基于自身利益安全性考虑，为了有效规避风险，会倾向于增发股份，减少（稀释）其持股比例，进而吸引更多的外部投资者共担风险;另一方面，当企业股票价格存在较高波动性风险时，实际控制人为追求投资收益的“落袋为安”，可能会减持股份。Donelli et al.[ 13 ]及万立全[ 14 ]均研究发现上市公司股票波动率与控股股东的股权稀释显著正相关。基于上述分析，本文提出如下待检验的假设：

假设3a：企业风险承担水平与股权稀释呈正相关关系。

假设3b：企业风险承担水平与股权集中呈负相关关系。

（四）股权结构动态调整对企业绩效的影响

现实中，股票增持、减持等股权结构调整行为经常出现，在某种程度上股东与管理层之间以及大股东与中小股东之间可能存在的委托代理冲突会通过股权结构的动态调整得以缓和。基于股权结构动态权衡理论，上市公司实际控制人存在最优持股比例，而且围绕最优股权结构进行动态调整。在股权结构集中的情境下，当上市公司实际控制人持股比例高于最优比例时，向下调整其持股比例（股权稀释），有利于形成相互制衡的股权结构和股东关系，能在一定程度上抑制大股东的利益侵占行为，进而提升企业绩效。张建波等[ 15 ]认为不过度分散或集中的相对集中股权可以在股东之间形成相互牵制的作用，这样小股东“搭便车”现象不容易出现，股东之间达到相互监督的目的，全体股东的利益得到了保护，公司绩效也会相对提高。在股权结构分散的情境下，当上市公司实际控制人持股比例低于最优比例时，向上调整其持股比例（股权集中）有利于增强大股东监督公司管理者的能力和动力，能在一定程度上抑制管理者侵害股东财富的机会主义行为，从而提高企业绩效。基于上述分析，本文提出如下待检验的研究假设：

假设4：股权结构动态调整对企业绩效产生正向影响。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

由于我国2006年底基本完成股权分置改革，股票市场进入全流通时代。基于此，本文选取2006—2018年在中国沪深交易所A股上市的公司作为初始研究样本，并按照以下标准进行筛选：（1）考虑到金融保险类行业公司财务指标的特殊性，剔除了该类上市公司;（2）将事实上资不抵债以及资产负债率大于100%的公司予以剔除;（3）由于ST、*ST、PT公司的财务状况或其他状况异常，中国证监会对其进行特殊处理，该类上市公司予以剔除;（4）剔除样本观测值存在较多缺失值的样本;（5）借鉴Helwege et al.[ 11 ]和万立全[ 14 ]等文献对分散股权结构的界定，剔除实际控制人控制权比例低于10%的具有分散股权结构的上市公司。最终得到8 254个公司年度观测值。相应地企业特征方面数据来自国泰安数据库。为了避免异常值的影响，本文对主要变量观测值1%和99%分位数外的样本进行了缩尾处理，所有数据处理和模型估计工作主要使用Excel2013和Stata11完成。

（二）变量定义与模型设定

1.变量定义

（1）被解释变量

股权结构动态调整，包括股权稀释（OD）与股权集中（OC）。借鉴Helwege et al.[ 11 ]和万立全[ 14 ]等文献对股权结构动态调整的测度方法，若实际控制人减持合计（直接/间接）股份控制权比例下降幅度达到5%及以上时，股权稀释变量取值为1，否则为0;若实际控制人增持合计股份控制权比例上升幅度达到5%及以上时，股权集中变量取值为1，否则为0。

企业绩效（CFP）。根据已有文献对企业绩效所普遍采用的度量方法，本文选择企业总资产净利润率作为企业绩效的度量指标，并采用考虑现金红利再投资的年个股回报率指标作为替代变量进行稳健性检验。

（2）解释变量

实际控制人的控制权比例（Vote）。本文通过实际控制人合计（直接/间接）拥有上市公司的投票权计量，因此，实际控制人的控制权随着其投票权的变化而变化，若实际控制人拥有的投票权越大，则其控制权越大，越能影响上市公司的重大决策。本文在股权控制链的基础上进行计算，得出实际控制人的控制权比例。

市场择时（M/B_EFWA）。Baker and Wurgler[ 16 ]度量市场择时变量时，选取了公司以往M/B比率的加权平均值（M/B_EFWA），发现加权平均M/B比率越大，企业选择在此时发行股票的时机越好，企业将倾向于发行股票，从而降低公司负债率，即加权平均M/B比率与资本结构变化呈负相关。本文采用該度量指标来检验市场择时理论，具体计算公式如下：

其中，企业在特定年度的股权融资增加额由？驻equity表示，企业在特定年度的债务融资增加额由？驻debt表示。

风险承担水平。借鉴余明桂等[ 17 ]对企业风险承担水平的测度方法，本文采用总资产净利润率的波动率来衡量企业风险承担水平。先计算行业和年度（3年为一周期）均值调整后的总资产净利润率，再计算该值在观测期内的标准差，计算基础模型如下：

其中，PA表示总资产净利润率，Net_Profit表示企业净利润，Risk表示企业的风险承担水平，A表示资产总额;下标i、j和t分别表示公司、所属行业和年度，n表示在第t年度j行业中的公司总数。

在计算企业风险承担水平时，本文参考已有的文献采用年度滚动的计算方法，如计算2010年的企业风险承担水平，是以2008—2010年为观测周期，从而计算每一年度的企业风险承担水平。

（3）控制变量

为进一步控制公司的其他特征等因素对被解释变量的影响，借鉴Helwege et al.[ 11 ]、刘文军[ 18 ]以及万立全[ 14 ]等文献，选取如下控制变量：实际控制人两权分离度（Sep），用控制权与所有权之间的差值计量;财务杠杆（Lev），用公司的资产负债率代替;公司规模（Size），用公司总资产的自然对数衡量;企业成长性（Growth），用营业收入增长率衡量;固定资产比率（PPE）=固定资产/总资产;资本支出（CEXPA）=（购建与处置固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金净额+取得与处置子公司及其他营业单位支付的现金净额-折旧摊销）/总资产;研发支出（R&D）=研发支出/总资产;行业（Industry），属于该行业取值为1，否则为0;时间效应（Year），属于该年度取值为1，否则为0。

2.模型设定

本文借鉴Helwege et al.[ 11 ]、Foley[ 19 ]、刘文军[ 18 ]以及万立全[ 14 ]等的研究设计，构建回归模型（1）至模型（4），检验影响上市公司控制人股权结构动态调整的因素及其调整效应。

模型（1）与模型（2）的被解释变量为股权结构动态调整变量，分别是股权稀释（OD）和股权集中（OC），模型（3）与模型（4）的被解释变量为企业绩效变量（CFP）。模型（1）与模型（2）的解释变量为实际控制人的控制权比例（Vote）、市场择时变量（M/B_EFWA）、风险承担变量（Risk），控制变量包括实际控制人两权分离度（Sep）、财务杠杆（Lev）、公司规模（Size）、企业成长性（Growth）、固定资产比率（PPE）、资本支出（CEXPA）、研发支出（R&D）以及行业和时间效应。模型（3）与模型（4）的解释变量分别为股权稀释变量（OD）和股权集中变量（OC），控制变量包括实际控制人的控制权比例变量（Vote）、市场择时变量（M/B_EFWA）、风险承担变量（Risk）、实际控制人两权分离度（Sep）、财务杠杆（Lev）、企业成长性（Growth）、固定资产比率（PPE）、资本支出（CEXPA）、研发支出（R&D）以及行业和时间效应。

四、假设检验与结果分析

（一）描述性统计分析

从表1中可以看出，反映企业股权结构动态调整的股权稀释变量（OD）平均值与中位数分别为0.085和0.000，标准差为0.279，最小值为0.000，最大值为1.000;股权集中变量（OC）的平均值与中位数分别为0.114和0.000，标准差为0.318，最小值为0.000，最大值为1.000，说明样本公司之间的股权结构动态调整程度存在较大的差异。企业绩效变量（CFP）的均值为0.042，中位数为0.039，标准差为0.051，最小值为-0.200，最大值为0.199，由此可见，本文所选取的样本公司之间企业绩效水平差异较大。反映企业控制权比例的变量（Vote）的均值为0.368，中位数为0.355，标准差为0.151，最小值为0.100，最大值为0.763，说明样本公司之间实际控制人的控制权比例存在较大差异。反映企业市场择时的变量（M/B_EFWA）的均值为3.493，中位数为3.307，标准差为2.487，最小值为0.000，最大值为9.985，说明企业股票存在被資本市场错误定价的现象，企业可能利用其股票被市场误定价的机会进行择时市场的行为。企业风险承担变量（Risk）的均值为0.059，中位数为0.021，标准差为0.095，最小值为0.002，最大值为0.449，说明企业财务绩效存在一定的波动性，样本公司之间的风险承担能力存在较大的差异。

在控制变量方面，实际控制人两权分离度（Sep）、公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）、企业成长性（Growth）、固定资产比率（PPE）、资本支出（CEXPA）以及研发支出（R&D）的标准差均较大，且样本公司间存在较大差异，说明企业股权结构动态调整与企业绩效可能会受到这种差异的影响。

（二）相关性分析

由表2可以看出，反映股权结构动态调整的股权稀释变量（OD）和股权集中变量（OC）均与企业绩效变量（CFP）在1%的置信水平上显著正相关，初步支持了研究假设4，即股权结构动态调整正向影响企业绩效。实际控制人控制权比例变量（Vote）与股权稀释变量（OD）和股权集中变量（OC）分别呈显著正相关或负相关关系，初步支持了研究假设1a和1b，说明企业股权结构存在动态调整行为。市场择时变量（M/B_EFWA）与股权稀释变量（OD）和股权集中变量（OC）分别呈显著负相关或正相关关系，不支持研究假设2a和2b，说明企业股权结构动态调整不存在市场择时行为。风险承担水平变量（Risk）与股权稀释变量（OD）和股权集中变量（OC）均呈显著正相关关系，初步支持了研究假设3a，而不支持研究假设3b。此外，表2中各变量之间的相关系数均小于0.5，因此不容易产生严重的多重共线性问题。

（三）多变量回归分析

1.实际控制人股权结构动态调整影响因素的假设检验与讨论

表3列（1）至列（4）报告了反映实际控制人股权结构动态调整的股权稀释行为影响因素方面的检验结果。可以看出，列（1）和列（4）中实际控制人的控制权比例变量（Vote）与股权稀释呈正相关关系，且在1%的置信水平上显著，即实际控制人掌握的控制权越多，其越有可能发生股权稀释行为，研究假设1a得到验证。列（2）中市场择时变量（M/B_EFWA）的回归系数在1%的置信水平上显著负相关，研究假设2a没有得到支持。该检验结果表明，在进行股权稀释时，实际控制人可能更加注重企业的长期利益，不存在明显的市场择时行为，支持了万立全[ 14 ]的研究结论。列（3）中风险承担水平变量（Risk）的回归系数在5%的置信水平上显著正相关，研究假设3a得到支持，即企业风险承担水平越高，股权稀释的可能性越大，与万立全[ 14 ]的研究结论一致。进一步地，当同时考虑控制权比例、市场择时与风险承担水平对股权稀释行为的影响时，实际控制人的控制权比例变量（Vote）、市场择时变量（MB_EFWA）以及风险承担水平变量（Risk）的回归系数方向和显著性基本保持不变，仍然支持列（1）至列（3）的研究结果。此外，列（1）、列（2）中控制变量实际控制人的两权分离度变量（Sep）的回归系数显著为正，说明股权稀释的动因可能并非委托代理问题，而是股权结构向最优水平进行调整。

表3列（5）至列（8）报告了反映实际控制人股权结构动态调整的股权集中行为影响因素方面的检验结果。可以看出，列（5）和列（8）中实际控制人的控制权比例变量（Vote）的回归系数在1%的置信水平上显著负相关，即实际控制人掌握的控制权越多，其股权集中的可能性越小，研究假设1b得到验证。该检验结果支持了Donelli et al.[ 13 ]的研究結论，但与万立全[ 14 ]的研究结论相反。可能的原因在于实际控制人的控制权大于现金流权，其通过金字塔型股权结构控制上市公司，而不会进一步增加控制权，或者由于存在股权结构动态调整行为，导致较集中的控制权会降低其控制权至最优水平。表3列（6）和列（8）中市场择时变量（M/B_EFWA）的回归系数为正但不显著，说明终极控股股东在进行股权结构动态调整时不存在明显的市场择时行为，研究假设2b没有得到支持，但支持了Donelli et al.[ 13 ]和万立全[ 14 ]的研究结论。列（7）中风险承担水平变量（Risk）与股权集中呈正相关关系，且至少在1%的置信水平统计显著;列（8）中同时考虑控制权比例、市场择时与风险承担水平对股权集中的影响时，风险承担水平变量的回归系数为负但不显著，说明企业风险承担水平并未促进企业股权结构集中，研究假设3b没有得到支持。

2.实际控制人股权结构动态调整效应的假设检验与讨论

基于模型（3）和模型（4），表4对实际控制人股权结构动态调整效应的检验结果进行了报告。可以看出，无论是面板OLS回归还是面板随机效应回归以及面板固定效应回归，反映企业股权结构动态调整的股权稀释和股权集中行为都与企业绩效呈现显著的正相关关系，表明股权结构动态调整能够提高企业绩效，研究假设4得到验证。该检验结果与Donelli et al.[ 13 ]的研究结论不一致，可能的原因在于企业股权稀释和股权集中行为有利于使股权结构趋于最优水平，进而提升企业绩效。

（四）稳健性检验

为了增强本文研究结论的可靠性，采用样本替换、模型替换以及变量替换等方法对模型（1）至模型（4）重新进行回归估计。

首先，样本替换。借鉴Helwege et al.[ 11 ]和万立全[ 14 ]等文献对分散控制权的界定，本文进一步剔除了实际控制人控制权比例小于20%的样本。其次，模型替换。考虑到股权制衡度会影响实际控制人股权结构动态调整，本文在模型（1）和模型（2）中加入该变量进行回归估计，股权制衡度（Balance）通过第一大股东与第二大股东持股比例的比值计量。最后，变量替换。替换模型（1）与模型（2）中的被解释变量与解释变量。一是股权稀释和股权集中。当企业直接控股股东的持股比例减少5%甚至更多时，股权稀释变量（OD）取值为1，否则为0;当公司直接控股股东的持股比例上升幅度达到5%及以上时，股权集中变量（OC）取值为1，否则为0。二是实际控制人的控制权比例，本文用上市公司直接控股股东的持股比例予以替换。三是市场择时。本文借鉴Shleifer and Vishny[ 20 ]及Rhodes-Kropf et al.[ 21 ]关于市场错误定价程度的度量方法，将市值账面比（M/B）分解成投资机会和股票市场错误定价两部分，并将股票市场错误定价用以度量市场择时。四是风险承担水平。文中予以替代的是经行业和年度均值调整后考虑现金红利再投资的年个股回报率的三年波动性。五是企业绩效。模型（3）与模型（4）中的被解释变量企业绩效变量采用考虑现金红利再投资的年个股回报率予以替换。

以上三种方法的检验回归结果表明：（1）在实际控制人股权结构动态调整的股权稀释行为影响因素方面，实际控制人的控制权与股权稀释在1%的置信水平上显著正相关，实际控制人的控制权越大，越倾向于股权稀释，研究假设1a得到进一步支持。市场择时与股权稀释呈现显著负相关关系，研究假设2a未得到支持。企业风险承担与股权稀释显著正相关，研究假设3a得到进一步支持。（2）在实际控制人股权结构动态调整的股权集中行为影响因素方面，实际控制人的控制权比例变量（Vote）、市场择时变量（M/B_EFWA）以及风险承担水平变量（Risk）的回归系数方向和显著性与表3列（8）基本相同，研究假设1b得到进一步支持，而研究假设2b和3b均未得到支持。（3）反映企业股权结构动态调整的股权稀释和股权集中度变量仍然与企业绩效显著正相关，研究假设4进一步得到验证。以上检验结果表明本文模型选择与变量测度具有较强的稳健性，支持关于股权结构动态调整影响因素及其效应的研究结论。限于篇幅，未报告具体回归结果。

五、研究结论与启示

本文以2006—2018年在中国沪深交易所A股上市的公司为样本，从公司实际控制人的控制权比例、市场择时以及风险承担等方面考察了股权结构动态调整的影响因素，并进一步检验了公司股权结构动态调整的效应。研究结果表明：（1）公司股权结构存在动态调整行为，具体表现为实际控制人的控制权比例与股权稀释呈现显著的正相关关系，而与股权集中显著负相关。（2）公司股权结构动态调整行为中的股权稀释和股权集中均不存在明显的市场择时行为。（3）企业风险承担水平与股权稀释显著正相关，企业风险承担水平与股权集中不存在明显的相关关系。（4）反映股权结构动态调整的股权稀释和股权集中行为均对企业绩效产生显著正向影响，表明企业股权结构向最优水平调整，有助于提升企业绩效。

基于上述研究結论，提出以下建议：（1）当实际控制人控制权比例偏低时，易引发攫取私利的动机;控制权比例偏高时，则其投资风险较大。因此，企业需要对实际控制人股权结构进行优化，例如引入合理制衡的异质性股东实现股权主体多元化，实际控制人也可主动采取多种股权调整策略。（2）当企业投资高风险项目时，实际控制人倾向于抛售股份，公司股价会下跌。为了规避这种现象，企业在进行高风险投资时，建议利用组合投资的方式，分散或对冲风险，在风险尽可能小的情况下获得最大收益，从而增强实际控制人对企业投资的信心。（3）股权结构动态调整能够有效缓解两类委托代理问题，对企业绩效产生正向影响，有关部门可以调整、修订、完善相关法律规定，构建多层次资本市场体系，为股权结构顺畅调整至最优水平创造有利条件。此外，企业内部可以构建公司股权结构动态调整机制，提高股权结构动态调整的动力，消除股权结构调整的阻力，最终提升股权结构动态调整的效应。

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