股權結構動態調整影響因素及其效應研究

李井林 衛芳

【關鍵詞】 股權結構動態調整; 股權稀釋; 股權集中; 企業績效

【中圖分類號】 F275.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）14-0029-09

一、引言與文獻綜述

我國上市公司股權結構較為復雜，上海證券交易所發展研究中心于2005年發布的《中國公司治理報告》指出，股權結構不合理位于八大基本公司治理問題之首。在全面深化國有企業改革的新時期，股權結構優化是國有企業實現混合所有制改革目標的重要突破口[ 1 ]。針對股權結構不合理現象，我國陸續推行了一系列改革措施。2005年上市公司實行股權分置改革，旨在消除上市公司流通股和非流通股的制度差異;2013年國有企業實行混合所有制改革，政府鼓勵非公有資本、集體資本、外資等各類資本參與國有企業混合所有制改革，實現股權結構多元化。但是，受制度性和非制度性因素的影響，股權高度集中、“一股獨大”等股權結構問題仍未得到有效解決。公司股權結構的調整優化問題也受到學者的廣泛關注。就股權結構動態調整的研究議題而言，主要圍繞企業股權結構動態調整動因、影響因素以及經濟后果等方面展開。首先，在股權結構動態調整動因的研究方面，股權結構動態調整的路徑依賴理論認為，一定程度上企業初始股權結構會影響其未來的股權結構，而這種路徑依賴性的產生機制主要為效率機制和尋租機制[ 2 ]。效率機制源于股東在對股權結構做出調整時，會權衡調整收益和調整成本之間的關系。尋租機制是指盡管現有股權結構效率低下甚至沒有效率，但在此股權結構下的控制人不僅有能力，而且有動力阻礙股權結構發生變化。若股權結構轉變有效，使他人獲得效率收益，但卻以損害控制方自身的私人收益為代價，那么控制方就會延續原有的股權結構[ 3 ]。其次，在股權結構動態調整影響因素的研究方面，現有文獻發現政府干預[ 4 ]、市場化程度[ 5 ]、企業業績[ 6 ]以及金字塔層級[ 7 ]等都會影響股權結構動態調整。最后，在股權結構動態調整經濟后果的研究方面，普遍發現實際股權結構向其最優水平的動態調整能提升企業績效[ 8-9 ]。就研究方法而言，學術界主要存在股權結構單向積極作用于公司價值的股權結構外生觀以及企業股權結構與公司價值相互影響的股權結構內生觀。然而，外生觀和內生觀都沒有考慮跨期影響的可能性，屬于靜態分析。股權結構和企業績效在現實中都具有滯后影響性，必須考慮時間因素，即股權結構具有動態內生性。

已有大量研究表明公司股權結構不僅存在最優水平，而且存在有關其最優水平的動態調整行為。最優股權結構可以表示為企業價值最大化時的股權比例關系，這種比例關系是不同性質股東之間利益博弈的結果[ 10 ]。企業價值會因內外部因素的影響而發生變化，該如何安排大小股東之間的持股比例？各股東只有不斷地進行持股比例的調整（增持/減持）才能逐漸達到最優股權狀態。股權結構動態調整實質上就是股東如何安排公司最優股權結構的動態決策過程。探索股權結構與公司價值之間的關系，最終可以歸結為研究公司是否具有最優股權結構，因為公司會努力使其股權結構接近最優比例，從而實現企業價值的最大化。

雖然研究股權結構動態調整影響因素及其效應的文獻已大量出現，但一方面已有研究基本以外國上市公司數據為樣本，較少以中國上市公司數據為樣本，同時國內學者在考察股權結構動態調整行為時忽略了最優股權結構的作用;另一方面已有文獻大都基于公司第一大股東等公司直接控股股東視角研究股權結構動態調整，鮮有學者從上市公司實際控制人視角進行探討。本文以2006—2018年中國滬深交易所A股上市公司為樣本，實證檢驗了上市公司實際控制人在控制權比例狀態、市場擇時機會、企業風險承擔水平等情境下，如何通過股權稀釋或股權集中將公司股權結構調整至最優水平（股權結構動態調整），實現企業價值最大化。在此基礎上，本文進一步檢驗了股權結構動態調整（股權稀釋或股權集中）對企業績效的影響效應，即檢驗公司股權結構向其最優水平調整是否有助于提升企業績效。本文的研究有助于拓展和豐富企業股權結構動態調整影響因素和效應研究，也為混合所有制改革背景下國有企業通過調整優化股權結構實現股權主體多元化和完善公司治理提供經驗啟示。

二、理論分析與研究假設

（一）控制權比例對股權結構動態調整的影響

從公司價值最大化角度而言，根據股權結構的動態權衡理論，公司股權結構不僅存在最優水平，而且還會向其最優水平不斷進行動態調整，當公司股權結構達到其最優水平時，公司價值實現最大化。然而，由于資本市場存在摩擦，導致股權結構存在調整成本，公司實際股權結構往往偏離其最優水平。因此，當公司實際股權結構偏離最優股權結構時，實際控制人會調整其持股比例至最優水平，即當實際股權結構高于最優股權結構時，會進行股權稀釋，反之進行股權集中。此外，從控制權的私人收益與成本權衡角度而言，實際控制人在決定是否利用其控制權攫取私人收益時，會考慮實施侵害中小股東利益行為的成本，當實際控制人擁有較大的控制權時，其通過控制權攫取私人收益的行為將直接損害公司的價值，進而影響自身收益，導致攫取私人收益的成本增加，從而抑制其攫取私利的動機。因此，實際控制人對控制權收益與成本的權衡也會影響其通過股權稀釋或集中進行股權結構的動態調整?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦麓龣z驗的研究假設：

假設1a：實際控制人控制權比例與股權稀釋呈正相關關系。

假設1b：實際控制人控制權比例與股權集中呈負相關關系。

（二）市場擇時對股權結構動態調整的影響

股票市場是公司重要的外部環境，股票價格偏離其內在價值所造成的股票錯誤定價會影響企業的投融資行為。公司股票價格不僅會影響公司的股權結構，而且會影響股權結構的調整速度。股票被誤定價會向股東和管理層傳遞錯誤的信號，從而導致決策者做出有偏的股權結構調整行為，造成企業實際股權結構與最優狀態相背離，企業資源配置效率下降，進而損害公司價值。市場擇時理論認為，當公司股價被低估時，股東應該回購股份，公司股份被回購后，股價會上漲;當公司股價被高估時，股東應當增發股份，進行股權融資，因為股價被高估，發行相同的股份能獲得更多的權益，股票增發后公司股價會下跌。因此，企業的市場擇時行為會影響股權結構動態調整，股價偏離（高估/低估）其內在價值的程度越大，實際股權結構偏離最優水平可能性越大[ 11 ]。因此，公司股票被市場錯誤定價所帶來的市場擇時行為并不支持公司股權結構動態調整理論，即股權結構的市場擇時理論認為公司并不存在最優的股權結構，公司實際股權結構也不會向其最優水平進行調整?；谏鲜龇治?，本文提出如下待檢驗的假設：

假設2a：公司股價高估與股權稀釋呈正相關關系。

假設2b：公司股價高估與股權集中呈負相關關系。

（三）企業風險承擔對股權結構動態調整的影響

風險承擔是在項目未來現金流無法估計的情況下，企業對項目不確定性的最大容忍程度最終表現為一種意愿，即企業是否愿意將較多的資源投入到風險性的項目中[ 12 ]。企業股權結構動態調整行為也受到企業風險承擔水平的重要影響。一方面，當企業把大量的資源投入高風險項目中，實際控制人基于自身利益安全性考慮，為了有效規避風險，會傾向于增發股份，減少（稀釋）其持股比例，進而吸引更多的外部投資者共擔風險;另一方面，當企業股票價格存在較高波動性風險時，實際控制人為追求投資收益的“落袋為安”，可能會減持股份。Donelli et al.[ 13 ]及萬立全[ 14 ]均研究發現上市公司股票波動率與控股股東的股權稀釋顯著正相關?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦麓龣z驗的假設：

假設3a：企業風險承擔水平與股權稀釋呈正相關關系。

假設3b：企業風險承擔水平與股權集中呈負相關關系。

（四）股權結構動態調整對企業績效的影響

現實中，股票增持、減持等股權結構調整行為經常出現，在某種程度上股東與管理層之間以及大股東與中小股東之間可能存在的委托代理沖突會通過股權結構的動態調整得以緩和?；诠蓹嘟Y構動態權衡理論，上市公司實際控制人存在最優持股比例，而且圍繞最優股權結構進行動態調整。在股權結構集中的情境下，當上市公司實際控制人持股比例高于最優比例時，向下調整其持股比例（股權稀釋），有利于形成相互制衡的股權結構和股東關系，能在一定程度上抑制大股東的利益侵占行為，進而提升企業績效。張建波等[ 15 ]認為不過度分散或集中的相對集中股權可以在股東之間形成相互牽制的作用，這樣小股東“搭便車”現象不容易出現，股東之間達到相互監督的目的，全體股東的利益得到了保護，公司績效也會相對提高。在股權結構分散的情境下，當上市公司實際控制人持股比例低于最優比例時，向上調整其持股比例（股權集中）有利于增強大股東監督公司管理者的能力和動力，能在一定程度上抑制管理者侵害股東財富的機會主義行為，從而提高企業績效?；谏鲜龇治?，本文提出如下待檢驗的研究假設：

假設4：股權結構動態調整對企業績效產生正向影響。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于我國2006年底基本完成股權分置改革，股票市場進入全流通時代。基于此，本文選取2006—2018年在中國滬深交易所A股上市的公司作為初始研究樣本，并按照以下標準進行篩選：（1）考慮到金融保險類行業公司財務指標的特殊性，剔除了該類上市公司;（2）將事實上資不抵債以及資產負債率大于100%的公司予以剔除;（3）由于ST、*ST、PT公司的財務狀況或其他狀況異常，中國證監會對其進行特殊處理，該類上市公司予以剔除;（4）剔除樣本觀測值存在較多缺失值的樣本;（5）借鑒Helwege et al.[ 11 ]和萬立全[ 14 ]等文獻對分散股權結構的界定，剔除實際控制人控制權比例低于10%的具有分散股權結構的上市公司。最終得到8 254個公司年度觀測值。相應地企業特征方面數據來自國泰安數據庫。為了避免異常值的影響，本文對主要變量觀測值1%和99%分位數外的樣本進行了縮尾處理，所有數據處理和模型估計工作主要使用Excel2013和Stata11完成。

（二）變量定義與模型設定

1.變量定義

（1）被解釋變量

股權結構動態調整，包括股權稀釋（OD）與股權集中（OC）。借鑒Helwege et al.[ 11 ]和萬立全[ 14 ]等文獻對股權結構動態調整的測度方法，若實際控制人減持合計（直接/間接）股份控制權比例下降幅度達到5%及以上時，股權稀釋變量取值為1，否則為0;若實際控制人增持合計股份控制權比例上升幅度達到5%及以上時，股權集中變量取值為1，否則為0。

企業績效（CFP）。根據已有文獻對企業績效所普遍采用的度量方法，本文選擇企業總資產凈利潤率作為企業績效的度量指標，并采用考慮現金紅利再投資的年個股回報率指標作為替代變量進行穩健性檢驗。

（2）解釋變量

實際控制人的控制權比例（Vote）。本文通過實際控制人合計（直接/間接）擁有上市公司的投票權計量，因此，實際控制人的控制權隨著其投票權的變化而變化，若實際控制人擁有的投票權越大，則其控制權越大，越能影響上市公司的重大決策。本文在股權控制鏈的基礎上進行計算，得出實際控制人的控制權比例。

市場擇時（M/B_EFWA）。Baker and Wurgler[ 16 ]度量市場擇時變量時，選取了公司以往M/B比率的加權平均值（M/B_EFWA），發現加權平均M/B比率越大，企業選擇在此時發行股票的時機越好，企業將傾向于發行股票，從而降低公司負債率，即加權平均M/B比率與資本結構變化呈負相關。本文采用該度量指標來檢驗市場擇時理論，具體計算公式如下：

其中，企業在特定年度的股權融資增加額由？駐equity表示，企業在特定年度的債務融資增加額由？駐debt表示。

風險承擔水平。借鑒余明桂等[ 17 ]對企業風險承擔水平的測度方法，本文采用總資產凈利潤率的波動率來衡量企業風險承擔水平。先計算行業和年度（3年為一周期）均值調整后的總資產凈利潤率，再計算該值在觀測期內的標準差，計算基礎模型如下：

其中，PA表示總資產凈利潤率，Net_Profit表示企業凈利潤，Risk表示企業的風險承擔水平，A表示資產總額;下標i、j和t分別表示公司、所屬行業和年度，n表示在第t年度j行業中的公司總數。

在計算企業風險承擔水平時，本文參考已有的文獻采用年度滾動的計算方法，如計算2010年的企業風險承擔水平，是以2008—2010年為觀測周期，從而計算每一年度的企業風險承擔水平。

（3）控制變量

為進一步控制公司的其他特征等因素對被解釋變量的影響，借鑒Helwege et al.[ 11 ]、劉文軍[ 18 ]以及萬立全[ 14 ]等文獻，選取如下控制變量：實際控制人兩權分離度（Sep），用控制權與所有權之間的差值計量;財務杠桿（Lev），用公司的資產負債率代替;公司規模（Size），用公司總資產的自然對數衡量;企業成長性（Growth），用營業收入增長率衡量;固定資產比率（PPE）=固定資產/總資產;資本支出（CEXPA）=（購建與處置固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金凈額+取得與處置子公司及其他營業單位支付的現金凈額-折舊攤銷）/總資產;研發支出（R&D）=研發支出/總資產;行業（Industry），屬于該行業取值為1，否則為0;時間效應（Year），屬于該年度取值為1，否則為0。

2.模型設定

本文借鑒Helwege et al.[ 11 ]、Foley[ 19 ]、劉文軍[ 18 ]以及萬立全[ 14 ]等的研究設計，構建回歸模型（1）至模型（4），檢驗影響上市公司控制人股權結構動態調整的因素及其調整效應。

模型（1）與模型（2）的被解釋變量為股權結構動態調整變量，分別是股權稀釋（OD）和股權集中（OC），模型（3）與模型（4）的被解釋變量為企業績效變量（CFP）。模型（1）與模型（2）的解釋變量為實際控制人的控制權比例（Vote）、市場擇時變量（M/B_EFWA）、風險承擔變量（Risk），控制變量包括實際控制人兩權分離度（Sep）、財務杠桿（Lev）、公司規模（Size）、企業成長性（Growth）、固定資產比率（PPE）、資本支出（CEXPA）、研發支出（R&D）以及行業和時間效應。模型（3）與模型（4）的解釋變量分別為股權稀釋變量（OD）和股權集中變量（OC），控制變量包括實際控制人的控制權比例變量（Vote）、市場擇時變量（M/B_EFWA）、風險承擔變量（Risk）、實際控制人兩權分離度（Sep）、財務杠桿（Lev）、企業成長性（Growth）、固定資產比率（PPE）、資本支出（CEXPA）、研發支出（R&D）以及行業和時間效應。

四、假設檢驗與結果分析

（一）描述性統計分析

從表1中可以看出，反映企業股權結構動態調整的股權稀釋變量（OD）平均值與中位數分別為0.085和0.000，標準差為0.279，最小值為0.000，最大值為1.000;股權集中變量（OC）的平均值與中位數分別為0.114和0.000，標準差為0.318，最小值為0.000，最大值為1.000，說明樣本公司之間的股權結構動態調整程度存在較大的差異。企業績效變量（CFP）的均值為0.042，中位數為0.039，標準差為0.051，最小值為-0.200，最大值為0.199，由此可見，本文所選取的樣本公司之間企業績效水平差異較大。反映企業控制權比例的變量（Vote）的均值為0.368，中位數為0.355，標準差為0.151，最小值為0.100，最大值為0.763，說明樣本公司之間實際控制人的控制權比例存在較大差異。反映企業市場擇時的變量（M/B_EFWA）的均值為3.493，中位數為3.307，標準差為2.487，最小值為0.000，最大值為9.985，說明企業股票存在被資本市場錯誤定價的現象，企業可能利用其股票被市場誤定價的機會進行擇時市場的行為。企業風險承擔變量（Risk）的均值為0.059，中位數為0.021，標準差為0.095，最小值為0.002，最大值為0.449，說明企業財務績效存在一定的波動性，樣本公司之間的風險承擔能力存在較大的差異。

在控制變量方面，實際控制人兩權分離度（Sep）、公司規模（Size）、財務杠桿（Lev）、企業成長性（Growth）、固定資產比率（PPE）、資本支出（CEXPA）以及研發支出（R&D）的標準差均較大，且樣本公司間存在較大差異，說明企業股權結構動態調整與企業績效可能會受到這種差異的影響。

（二）相關性分析

由表2可以看出，反映股權結構動態調整的股權稀釋變量（OD）和股權集中變量（OC）均與企業績效變量（CFP）在1%的置信水平上顯著正相關，初步支持了研究假設4，即股權結構動態調整正向影響企業績效。實際控制人控制權比例變量（Vote）與股權稀釋變量（OD）和股權集中變量（OC）分別呈顯著正相關或負相關關系，初步支持了研究假設1a和1b，說明企業股權結構存在動態調整行為。市場擇時變量（M/B_EFWA）與股權稀釋變量（OD）和股權集中變量（OC）分別呈顯著負相關或正相關關系，不支持研究假設2a和2b，說明企業股權結構動態調整不存在市場擇時行為。風險承擔水平變量（Risk）與股權稀釋變量（OD）和股權集中變量（OC）均呈顯著正相關關系，初步支持了研究假設3a，而不支持研究假設3b。此外，表2中各變量之間的相關系數均小于0.5，因此不容易產生嚴重的多重共線性問題。

（三）多變量回歸分析

1.實際控制人股權結構動態調整影響因素的假設檢驗與討論

表3列（1）至列（4）報告了反映實際控制人股權結構動態調整的股權稀釋行為影響因素方面的檢驗結果?？梢钥闯?，列（1）和列（4）中實際控制人的控制權比例變量（Vote）與股權稀釋呈正相關關系，且在1%的置信水平上顯著，即實際控制人掌握的控制權越多，其越有可能發生股權稀釋行為，研究假設1a得到驗證。列（2）中市場擇時變量（M/B_EFWA）的回歸系數在1%的置信水平上顯著負相關，研究假設2a沒有得到支持。該檢驗結果表明，在進行股權稀釋時，實際控制人可能更加注重企業的長期利益，不存在明顯的市場擇時行為，支持了萬立全[ 14 ]的研究結論。列（3）中風險承擔水平變量（Risk）的回歸系數在5%的置信水平上顯著正相關，研究假設3a得到支持，即企業風險承擔水平越高，股權稀釋的可能性越大，與萬立全[ 14 ]的研究結論一致。進一步地，當同時考慮控制權比例、市場擇時與風險承擔水平對股權稀釋行為的影響時，實際控制人的控制權比例變量（Vote）、市場擇時變量（MB_EFWA）以及風險承擔水平變量（Risk）的回歸系數方向和顯著性基本保持不變，仍然支持列（1）至列（3）的研究結果。此外，列（1）、列（2）中控制變量實際控制人的兩權分離度變量（Sep）的回歸系數顯著為正，說明股權稀釋的動因可能并非委托代理問題，而是股權結構向最優水平進行調整。

表3列（5）至列（8）報告了反映實際控制人股權結構動態調整的股權集中行為影響因素方面的檢驗結果。可以看出，列（5）和列（8）中實際控制人的控制權比例變量（Vote）的回歸系數在1%的置信水平上顯著負相關，即實際控制人掌握的控制權越多，其股權集中的可能性越小，研究假設1b得到驗證。該檢驗結果支持了Donelli et al.[ 13 ]的研究結論，但與萬立全[ 14 ]的研究結論相反?？赡艿脑蛟谟趯嶋H控制人的控制權大于現金流權，其通過金字塔型股權結構控制上市公司，而不會進一步增加控制權，或者由于存在股權結構動態調整行為，導致較集中的控制權會降低其控制權至最優水平。表3列（6）和列（8）中市場擇時變量（M/B_EFWA）的回歸系數為正但不顯著，說明終極控股股東在進行股權結構動態調整時不存在明顯的市場擇時行為，研究假設2b沒有得到支持，但支持了Donelli et al.[ 13 ]和萬立全[ 14 ]的研究結論。列（7）中風險承擔水平變量（Risk）與股權集中呈正相關關系，且至少在1%的置信水平統計顯著;列（8）中同時考慮控制權比例、市場擇時與風險承擔水平對股權集中的影響時，風險承擔水平變量的回歸系數為負但不顯著，說明企業風險承擔水平并未促進企業股權結構集中，研究假設3b沒有得到支持。

2.實際控制人股權結構動態調整效應的假設檢驗與討論

基于模型（3）和模型（4），表4對實際控制人股權結構動態調整效應的檢驗結果進行了報告。可以看出，無論是面板OLS回歸還是面板隨機效應回歸以及面板固定效應回歸，反映企業股權結構動態調整的股權稀釋和股權集中行為都與企業績效呈現顯著的正相關關系，表明股權結構動態調整能夠提高企業績效，研究假設4得到驗證。該檢驗結果與Donelli et al.[ 13 ]的研究結論不一致，可能的原因在于企業股權稀釋和股權集中行為有利于使股權結構趨于最優水平，進而提升企業績效。

（四）穩健性檢驗

為了增強本文研究結論的可靠性，采用樣本替換、模型替換以及變量替換等方法對模型（1）至模型（4）重新進行回歸估計。

首先，樣本替換。借鑒Helwege et al.[ 11 ]和萬立全[ 14 ]等文獻對分散控制權的界定，本文進一步剔除了實際控制人控制權比例小于20%的樣本。其次，模型替換?？紤]到股權制衡度會影響實際控制人股權結構動態調整，本文在模型（1）和模型（2）中加入該變量進行回歸估計，股權制衡度（Balance）通過第一大股東與第二大股東持股比例的比值計量。最后，變量替換。替換模型（1）與模型（2）中的被解釋變量與解釋變量。一是股權稀釋和股權集中。當企業直接控股股東的持股比例減少5%甚至更多時，股權稀釋變量（OD）取值為1，否則為0;當公司直接控股股東的持股比例上升幅度達到5%及以上時，股權集中變量（OC）取值為1，否則為0。二是實際控制人的控制權比例，本文用上市公司直接控股股東的持股比例予以替換。三是市場擇時。本文借鑒Shleifer and Vishny[ 20 ]及Rhodes-Kropf et al.[ 21 ]關于市場錯誤定價程度的度量方法，將市值賬面比（M/B）分解成投資機會和股票市場錯誤定價兩部分，并將股票市場錯誤定價用以度量市場擇時。四是風險承擔水平。文中予以替代的是經行業和年度均值調整后考慮現金紅利再投資的年個股回報率的三年波動性。五是企業績效。模型（3）與模型（4）中的被解釋變量企業績效變量采用考慮現金紅利再投資的年個股回報率予以替換。

以上三種方法的檢驗回歸結果表明：（1）在實際控制人股權結構動態調整的股權稀釋行為影響因素方面，實際控制人的控制權與股權稀釋在1%的置信水平上顯著正相關，實際控制人的控制權越大，越傾向于股權稀釋，研究假設1a得到進一步支持。市場擇時與股權稀釋呈現顯著負相關關系，研究假設2a未得到支持。企業風險承擔與股權稀釋顯著正相關，研究假設3a得到進一步支持。（2）在實際控制人股權結構動態調整的股權集中行為影響因素方面，實際控制人的控制權比例變量（Vote）、市場擇時變量（M/B_EFWA）以及風險承擔水平變量（Risk）的回歸系數方向和顯著性與表3列（8）基本相同，研究假設1b得到進一步支持，而研究假設2b和3b均未得到支持。（3）反映企業股權結構動態調整的股權稀釋和股權集中度變量仍然與企業績效顯著正相關，研究假設4進一步得到驗證。以上檢驗結果表明本文模型選擇與變量測度具有較強的穩健性，支持關于股權結構動態調整影響因素及其效應的研究結論。限于篇幅，未報告具體回歸結果。

五、研究結論與啟示

本文以2006—2018年在中國滬深交易所A股上市的公司為樣本，從公司實際控制人的控制權比例、市場擇時以及風險承擔等方面考察了股權結構動態調整的影響因素，并進一步檢驗了公司股權結構動態調整的效應。研究結果表明：（1）公司股權結構存在動態調整行為，具體表現為實際控制人的控制權比例與股權稀釋呈現顯著的正相關關系，而與股權集中顯著負相關。（2）公司股權結構動態調整行為中的股權稀釋和股權集中均不存在明顯的市場擇時行為。（3）企業風險承擔水平與股權稀釋顯著正相關，企業風險承擔水平與股權集中不存在明顯的相關關系。（4）反映股權結構動態調整的股權稀釋和股權集中行為均對企業績效產生顯著正向影響，表明企業股權結構向最優水平調整，有助于提升企業績效。

基于上述研究結論，提出以下建議：（1）當實際控制人控制權比例偏低時，易引發攫取私利的動機;控制權比例偏高時，則其投資風險較大。因此，企業需要對實際控制人股權結構進行優化，例如引入合理制衡的異質性股東實現股權主體多元化，實際控制人也可主動采取多種股權調整策略。（2）當企業投資高風險項目時，實際控制人傾向于拋售股份，公司股價會下跌。為了規避這種現象，企業在進行高風險投資時，建議利用組合投資的方式，分散或對沖風險，在風險盡可能小的情況下獲得最大收益，從而增強實際控制人對企業投資的信心。（3）股權結構動態調整能夠有效緩解兩類委托代理問題，對企業績效產生正向影響，有關部門可以調整、修訂、完善相關法律規定，構建多層次資本市場體系，為股權結構順暢調整至最優水平創造有利條件。此外，企業內部可以構建公司股權結構動態調整機制，提高股權結構動態調整的動力，消除股權結構調整的阻力，最終提升股權結構動態調整的效應。

【參考文獻】

[1] 常修澤.中國混合所有制經濟論綱[J].學術界，2017（10）：16-35.

[2] BEBCHUK L A，ROE M J.A theory of path dependence in corporate ownership and governance[J].Stanford Law Review，1999，52（1）：127-170.

[3] 胡建平，干勝道.上市公司股權結構的演化與路徑依賴研究[J].征信，2008，26（3）：56-60.

[4] 黎明，劉文琦.政府干預、大股東財務困境與“掏空”[J].中國注冊會計師，2015（9）：69-73.

[5] 劉啟亮，李增泉，姚易偉.投資者保護、控制權私利與金字塔結構：以格林柯爾為例[J].管理世界，2008（12）：139-148.

[6] 劉志遠，毛淑珍.我國上市公司股權集中度影響因素分析[J].證券市場導報，2007（10）：42-48.

[7] 萬立全.金字塔結構、市場化進程與股權結構動態調整[J].經濟經緯，2016，33（4）：109-114.

[8] FAHLENBRACH R，STULZ R M.Managerial ownership dynamics and firm value[J].Journal of Financial Economics，2009，92（3）：342-361.

[9] MING-YUAN CHEN. Adjustments? ?in? ?managerial ownership and changes in firm value[J].International Review of Economics & Finance，2013，25：1-12.

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

[11] HELWEGE J，PIRINSKY C，REN M S.Why do firms become widely held？An analysis of the dynamics of corporate ownership[J].The Journal of Finance，2007，62（3）：995-1028.

[12] COVIN J G，SLEVIN D P.A conceptual model of entrepreneurship as firm behavior[J].Entrepreneurship Theory and Practice，1991，16：7-25.

[13] DONELLI? M，LARRAIN? B，FRANCISCO? U? I. Ownership dynamics with large shareholders：an empirical analysis[J].Journal of Financial & Quantitative Analysis，2013，48（2）：579-609.

[14] 萬立全.我國上市公司終極股東股權結構動態調整的影響因素分析[J].經濟經緯，2015，32（5）：114-119.

[15] 張建波，樊敏，于潮.中小板上市公司股權結構與公司價值的實證研究[J].山東社會科學，2012（12）：154-157.

[16] BAKER M，WURGLER J.Market timing and capital structure[J].Journal of Finance，2002，57（1）：1-32.

[17] 余明桂，李文貴，潘紅波.民營化、產權保護與企業風險承擔[J].經濟研究，2013（9）：112-124.

[18] 劉文軍.大股東股權動態變化原因研究[J].經濟與管理研究，2014（5）：23-32.

[19] FOLEY C F，GREENWOOD R M.The evolution of corporate ownership after IPO：the impact of investor protection[J].The? Review? of? Financial? Studies，2010，23（3）：1231-1260.

[20] SHLEIFER A，VISHNY R W.Stock market driven acquisitions[J].Journal of Financial Economics，2003，70（3）：295-311.

[21] RHODES-KROPF M，VISWANATHAN S，ROBINSON D T.Valuation waves and merger activity：the empirical evidence[J].Journal of Financial Economics，2005，77（3）：561-603.