非控股大股東與企業績效：基于A 股證券市場的經驗證據

趙 毅

（武漢生物工程學院管理學院，湖北 武漢 430415）

一、引言

中國資本市場在2005—2008 年經歷了股權分置改革。在此之前，上市公司股權處于流通股和非流通股同時存在的分置狀態，對于控股股東而言，其擁有的非流通股占比大因而代表著話語權，但對于非控股股東來說則話語權相當有限，因而非控股大股東大多數情況下成為了控股股東的陪襯和附庸，從此角度，非控股股東對于股票的流通性具有強烈的訴求。股權分置改革完成后，實現了“同股同權，同股同利”，非控股大股東的股票獲得了流通權，對于上市公司的重大決策具有了一定的話語權，由此引發學術界和實務界的思考——非控股大股東在股權分置改革有沒有起到提升企業績效的作用？本文以滬深證券市場2009—2017 年期間上市公司的面板數據作為樣本進行檢驗，結論發現，非控股大股東性質對企業績效存在顯著影響，本文的結論有助于增強對非控股大股東作用的認識。

二、文獻綜述

Pagano 等 （1998）對企業的最好持股結構進行了研究，原始股東試圖將全部的代理費用都內化為己用，并通過最好的持股比例來實現對企業的最好監管，這樣一個多大持股的持股結構可以降低單一大持股人對企業的過分監管，提高企業的價值。Bennedsen 等 （2000）的研究表明，在一個封閉式的（或非公共持有的）公司架構中，公司的創始人更愿意選擇一種多個大股東的權力分配模式，這樣的股權架構會促使大股東們結盟并共同取得公司控制權，從而讓其中的每一個大股東都不能獨立地控制公司的決策，而利用股東聯盟來維持一個多元化的權力結構，并且可能會比單一股東采取更有效的行動。Gomes 等（2005）指出，由所有大股東構成的控制聯盟對控制權私人收益會有兩種影響：一是在決策中，需要經過議價還價，才能達成一致，因此會有降低大股東對小股東的侵害的積極影響；二是在決策過程中，因存在不同的觀點，使得某些凈現值為正值的投資計劃很難獲得批準，從而造成了公司價值縮水、決策效率下降等消極影響。

秦志華等（2011）通過考慮非第一大股東監管行為選擇和股權制衡對第一大股東行為所施加的約束，結果表明：公司價值與非第一大股東所持股權的集中度和法律環境對中小股東的保護程度正相關；第二大股東在持股份額超過某一臨界點時，其對于控股股東的有效制衡可以提升公司的企業價值。在股權集中度與企業績效關系的研究中，一般認為兩者間呈正相關關系（陳小悅等，2001；吳淑棍，2002；蘇武康，2003；孔愛國等，2003）或者倒U 型關系（孫永祥等，1999；孔愛國等，2003）；在控股類型和公司績效關系的研究中，孫永祥等（1999），郭春麗（2002）研究了控股類型與公司治理機制的關系，認為與股權高度集中和股權高度分散的控股結構相比，有一定集中度、相對控股股東并有其他大股東存在的股權結構，總體而言最有利于治理機制發揮作用，因而具有該股權結構的公司績效也趨于最大。陳信元等（2004）認為雖然我國上市公司中能形成股權制衡作用的公司比例比較低，但股權制衡公司的價值還是顯著高于其他公司，股權性質會影響股權制衡的效果。劉慧龍等（2009）研究發現當其他大股東對第一大股東股權制衡能力較強時，他們之間傾向于“競爭性合謀”，隨著其他大股東對第一大股東股權制衡能力減弱，他們之間傾向于“互相制衡”，但當力量對比過于懸殊時，其他大股東無法有效制衡第一大股東的“隧道挖掘”行為。

Demsetz 等（1985）研究了511 個大型公司會計利潤率與前五大股東所持股份比例之間的關系，發現會計利潤率與股權集中度之間沒有顯著相關性；Morcketal（1988）研究了財富500 強中的371 家企業的股權結構與企業績效之間的關系，得出的結論亦是兩者之間不存在顯著相關性；Prowse（1992）研究了20 世紀80 年代中期日本企業的股權結構，結論是股權集中度與企業績效之間沒有關系。朱武祥等（2001）[9]研究了競爭比較激烈的家電行業20 家上市公司的股權結構和公司績效得出兩者之間沒有相關性；程應彪等（2015）對從股東特征、股權制衡與公司業績的關系角度對60 余家的保險公司進行研究，得出股權制衡與企業業績無關，第一大股東持股比例與公司績效無關的結論。

三、假設提出

在上市公司的股權結構中，非控股大股東是持有股份少于控股股東但多于其他股東的股東，有一部分上市公司的非控股大股東擁有的股份整體比例與控股股東持股比例相差無幾，如華聞集團（000793），也有一部分上市公司的非控股大股東擁有的股份比例與控股股東相差較大，如美錦能源（000723）。對于前一類上市公司，非控股大股東對于上市公司的治理理應更積極。一般認為，當第二大股東持股達到10%以上時，上市公司才存在真正意義的非控股大股東，非控股大股東才有動機促進公司治理結構的完善與企業績效的提升，否則其與其他中小股東并無二樣。據此，提出本文的假設：

H1：上市公司是否存在非控股大股東，其企業績效存在顯著差異。

根據公司法，在上市公司重大事項決策時，股東大會按持股比例進行投票，控股股東在持股比例上具有優勢。為了體現股權制衡的效果以及公司治理結構優化的內在要求，全流通后控股股東大多數情況下并沒有擁有覺得的控股權優勢，其他股東有了投票與發言的機會，最有投票與發言機會的理應為第二大股東，而且，當第二大股東持股比例越大時，其投票權越有實際意義，其對控股股東和上市公司內部人的監督作用越有效，對企業經營績效的提升越有利。據此提出本文的假設：

H2：非控股大股東的持股比例與企業績效呈正相關。

作為不具有控股地位但投票權多于其他股東的大股東，非控股大股東在能對控股股東體現出更強的制衡作用時，其與上市公司的長遠發展更關注，更有能力和動機推動上市公司決策的優化與經營績效的提升，據此提出本文的假設：

H3：非控股大股東對控股股東制衡作用越大，企業績效越好。

不同性質的股東在代理問題的產生和解決方式以及所有權的行使方式上有著明顯差別，進而對公司績效產生不同的影響，大量經驗證據亦表明股權集中度和股權制衡與公司價值之間的關系受制于股權性質（Denis 等，2003）的影響。國有身份的第二大股東往往考量社會效益、環境效益等，當第二大股東為非國有身份時，其對投資的經濟績效更注重，因而對提升企業績效更有利。基于上述理論與我國資本市場環境，提出本文的假設：

H4：非控股大股東為非國有時，往往表現很強的監督效應，對企業績效具有正向影響。

四、實證研究設計

1.樣本選取與數據來源

為考察上市公司的非控股大股東在對企業績效的影響，采用股權分置改革前上市（即2005 年已上市）的企業作為樣本。按照證監會公布的統計數據（見證監會市場部發布的2004 年12 月統計數據），2005 年4 月至2008 年底進行了股權改革，研究期間為2009—2021 年（截至2009 年3 月20 日，滬深兩市僅21 家A 股公司還沒有完成股權分置改革，并且多數為ST 股）。根據研究的目的，借鑒劉星等（2007）的做法將控股股東持有30%及以上的作為存在控股股東。根據學術研究的慣例，按以下原則對樣本進行篩選：（1）由于金融企業的特殊性，剔除了銀行、保險、證券、信托等金融公司；（2）根據東方財富所列示股票代碼，剔除ST、*ST 等上市公司；（3）剔除控股股東在研究期間變更三次及以上。（4）剔除同時有發行B 股和H 股的上市公司；（5）剔除資不抵債的企業；（6）為避免離群值對研究結果的影響，對連續型變量進行Winsorize 在1%水平上處理。最終選取樣本11214。本文數據來源于CSMAR 數據庫，對于個別公司缺失的數據，通過閱讀上市年報進行填充。采用Stata13.0 進行統計分析。

2.模型建立與變量定義

（1）被解釋變量：凈資產收益率（Roe）是最具綜合性的指標，故本文以Roe 作為公司績效的衡量指標。

（2）解釋變量：基于本文研究的目的，本文首先選取Herfindahl 描述公司的股權集中度，用Conce 表示，定義為控股股東和非控股大股東持股比例的平方和。其次，采用以下四個變量刻畫非控股大股東對于控股股東的股權制衡。①采用非控股大股東持股比例，對其引入虛擬變量，判斷公司是否存在非控股大股東，用Existence 表示，如果持股比例大于10%以上，為1，否則為0。（劉星等，2007）。②采用非控股大股東持股比例（Top2）、非控股大股東持股比例的平方（Top22）以及非控股大股東持股比例的三次方（Top23）來衡量非控股大股東在股權制衡中享有的權力。③股權制衡的采用股權制衡（Balance），反映非控股大股東對控股大股東的股權制衡能力，用非控股大股東持股比例除以第一大股東持股比例表示。④引入虛擬變量，非控股大股東的性質 （Soe），當Soe 是國有性質時，取值為1；否則為零。

（3）控制變量。主要包括：①企業規模（Lns），用期末總資產對數表示；②公司資本結構（Lev），用資產負債率表示；③公司成長性（Growth），用主營業務收入增長率表示；④年份（Year），控制時間因素對變量的影響。為了保證結論的穩定性，我們在公司層面對模型所涉及的標準誤進行了Cluster 處理，同時我們控制了時間效應（Year）的影響。

式（1）中，εi,t表示i 公司在t 年的誤差，a 表示截距。

五、實證檢驗與結果分析

1.描述統計分析

本文的描述性統計結果見表1。樣本范圍內企業的凈資產收益率平均7.57%，最大值為34.57%，最小值為-41.54%，中位數為7.53%；控股股東的持股比例的平均值為45.76%，最大值為79.57%，最小值為30.08%，中位數為43.69%；非控股大股東的持股比例的平均值為7.23%，最大值為33.62%，最小值為0.29%，中位數為3.97%；股權制衡度的平均值為0.18，最小值為0.01，最大值為0.91，中位數為0.20；股權集中度的平均值為0.23%，最大值為0.63%，最小值為0.09，中位數為0.20。非控股大股東是否存在的平均值為0.25，也就是樣本中25%公司存在非控股大股東，這就為后文的研究奠定了基礎。從以上數據可以得出，控股股東和非控股股東的持股比例差異比較大。但就控股股東來說，整體持股偏高，達到了相對控制或者絕對控制，“一股獨大”的股權結構顯著；而非控股股東整體的持股水平相對來說很低。從股權制衡角度來看，股權制衡度的平均值為0.18，最小值為0.01，最大值為0.91，中位數為0.20，這意味股權分置改革后的上市公司非控股大股東對控股股東具有一定的股權制衡能力，但最終能不能起到監督的作用還需要進一步驗證。

表1 主要變量的描述統計結果

2.回歸結果分析

表2 列示了回歸結果，第（1）列驗證非控股大股東存在對企業績效的影響，第（2）（3）（4）列驗證非控股大股東持股比例對企業績效的影響是否為線性關系，如為非線性關系，那么具體是哪種關系。從第（1）列可看出非控股大股東的存在對企業績效影響具有明顯的影響，并且在1%的水平上顯著，支持假設H1，故后文驗證僅以存在非控股大股東的樣本展開。從第（2）（3）列中可以看出，非控股大股東持股比例（Top2）和非控股大股東持股比例的平方（Top22）對企業績效均不存在明顯的相關性，而在第（4）列中非控股大股東持股比例三項（Top2、Top22、Top23）均在5%的水平上顯著，從而證明假設H2 的成立，即非控股大股東持股比例的三次方與企業績效呈正相關性（后續分析則以三次方進行分析）；雖然不能從其中證明股權制衡對企業績效存在明顯的相關性，即假設H3 不成立，但可看出其對于企業績效是存在正向相關性，表明股權制衡的提高可促進企業績效；非控股大股東的性質（Soe）對企業績效表現出顯著的相關性并在1%的水平上顯著，且皆為負相關關系，意味著當非控股大股東為國有時，其對企業績效產生顯著的消極影響，當非控股大股東為非國有時，其對企業績效產生顯著的積極作用，支持假設H4。

表2 全樣本回歸

六、結論

針對目前我國上市公司大股東侵害嚴重的現象，不少文獻認為根源來自于我國“一股獨大”的股權結構特征，并由此提出改“一股獨大”為“多股同大”能改善我國上市公司治理結構并以此保護小股東的利益。本文分析了非控股大股東對企業績效的影響并利用2009—2020 年我國上市公司的樣本進行實證檢驗。結果發現：非控股大股東的存在可顯著改善企業績效，股權制衡有助于改善公司治理，非控股大股東對控股股東的制衡能力越大，其相關性并不顯著；非控股大股東持股比例與企業績效呈顯著的非線性關系，呈為三次方，即非控股大股東的持股比例對企業績效的影響比較復雜，持股比例太低沒有制衡力度，持股太高可能產生過度代理成本甚至為了一己私利危及企業生存，需保持適當的比例；非控股大股東的性質對于企業績效存在顯著影響，當非控股大股東為國有時，表現為合謀或不作為，即對企業績效有消極影響。當非控股大股東為非國有時，體現為監督的作用，即對企業績效有積極影響。研究結果表明非控股大股東能起到監督作用，我國公司治理的關鍵并不在于股權結構的集中度，而在于相應的激勵約束機制，非控股大股東雖然能對控股股東起監督作用，但也可能與控股股東達成共謀以分享控制權收益。基于此，我們認為在中國目前的制度背景下，保持一定程度的股權集中，同時構建大股東多元化、股權相互制衡的治理機制，有助于提高公司治理效率。