關(guān)璧麟，葛志蘇

（1.中國進(jìn)出口銀行博士后科研工作站，北京 100031；2.中國人民銀行金融研究所博士后科研流動站，北京 100800；3.中國人民銀行重慶營業(yè)管理部，重慶 401147）

一、引言

公司治理始終是產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)，提高企業(yè)績效是公司治理的最終目標(biāo)。優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)是解決公司內(nèi)部治理問題的關(guān)鍵，股權(quán)結(jié)構(gòu)一方面通過管理層影響公司的決策經(jīng)營，另一方面通過形成董事會決定控制權(quán)的分配方式。股權(quán)結(jié)構(gòu)的科學(xué)性和合理性對上市公司的經(jīng)營績效和治理效率有著重要影響。因此，股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司治理的起點(diǎn)，公司治理是股權(quán)結(jié)構(gòu)的表現(xiàn)形式。良好的公司績效需要科學(xué)、合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)。要提高公司的經(jīng)營業(yè)績，必須理清股權(quán)結(jié)構(gòu)的作用。

在Berle和Means（1932）的框架下，傳統(tǒng)公司治理理論關(guān)注的是在分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)下股東與管理層之間的矛盾，而Jensen和Meckling（1976）提出股權(quán)的相對集中有利于緩解此類問題。雖然從理論上來說，大股東的存在有利于監(jiān)督管理層、發(fā)揮其治理作用，減輕代理問題，但大股東為了謀取私人利益，可能侵害中小股東的權(quán)益，產(chǎn)生更為嚴(yán)重的代理問題。因此，在股權(quán)相對集中或高度集中的上市公司，既要解決全體股東與管理者之間的利益沖突問題（第一類委托代理問題），又要解決大股東與中小股東之間利益沖突問題（第二類委托代理問題）。

中小板企業(yè)總股本規(guī)模較小、股份全流通，且大多為民營企業(yè)，市場化程度較高，這使得中小板比其他板塊的上市公司更具有代表性。而在中小企業(yè)中，大股東侵占小股東利益行為更容易發(fā)生，大股東代理問題更嚴(yán)重，這使中小板企業(yè)中的股權(quán)結(jié)構(gòu)和委托代理關(guān)系更具有典型性。本文以2013-2019年中小板塊上市公司為研究對象，將門檻回歸模型運(yùn)用到對大股東代理問題的估計中，以企業(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例、公司實(shí)際控制人兩權(quán)分離度作為門檻變量考察股權(quán)集中度對大股東代理成本的影響，研究在不同的企業(yè)特征下股權(quán)制衡度與公司績效之間的關(guān)系，進(jìn)一步豐富了公司治理與企業(yè)績效之間關(guān)系的有關(guān)研究。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于股權(quán)制衡對公司績效可能產(chǎn)生的影響，國內(nèi)外學(xué)者展開了許多研究，結(jié)論不盡相同。大部分結(jié)論表明股權(quán)制衡可以減少大股東侵占從而提高公司績效。徐向藝、張立達(dá)（2008）發(fā)現(xiàn)多數(shù)公司后幾位大股東對公司的運(yùn)營能夠產(chǎn)生積極效果，尤其體現(xiàn)在抑制控股股東謀取私人利益方面。合理的股權(quán)制衡能夠通過對大股東和經(jīng)理層的約束，有效抑制控股股東的“隧道”行為，使大小股東之間的利益趨于一致（陳德萍和陳永圣，2011；隋靜，2016）。陳澤藝等（2018）發(fā)現(xiàn)在高股權(quán)制衡組上市公司中，股權(quán)激勵能夠降低大股東股權(quán)質(zhì)押占用上市公司資金的可能性。部分研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡程度與公司績效的關(guān)系是非線性的。黃渝祥等（2003）研究發(fā)現(xiàn)在股權(quán)制衡度介于2.13～3.09時公司績效達(dá)到最佳。楊越（2012）通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，相比于非股權(quán)制衡型上市公司，股權(quán)制衡型公司績效水平更好，且二者之間的關(guān)系為“倒U型”。也有學(xué)者認(rèn)為，股權(quán)制衡是否對公司有利還應(yīng)結(jié)合公司其他特征整體考慮。Faccio等（2001）、Maury和Pajuste（2005）等的研究表明股權(quán)制衡效應(yīng)的發(fā)揮需要一定的條件，控制權(quán)分配不合理、決策成本過高等問題可能產(chǎn)生“集體行動難題”或股東間的互相推諉等后果。Francis和Hege（2001）研究發(fā)現(xiàn)如果大股東之間的監(jiān)督能力和成本無顯著差異，股權(quán)制衡的結(jié)構(gòu)為最優(yōu)；反之，監(jiān)督能力強(qiáng)且成本低的股東應(yīng)集中持股。Gomes和Novaes（2005）認(rèn)為實(shí)力接近的股東應(yīng)彼此制衡，反之，實(shí)力強(qiáng)的股東應(yīng)集中控股。趙國宇（2018）研究股權(quán)制衡在抑制大股東掏空行為的作用時發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控股股東持股比例較低時，股權(quán)制衡能夠起到積極作用，當(dāng)控股股東持股比例較高時，股權(quán)制衡難以發(fā)揮作用（王新紅和饒書源，2021）。

部分研究表明管理層控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的分離是第二類代理問題的表現(xiàn)形式（Porta等，1999；Lemmon等，2003）。如果兩權(quán)分離度高，公司實(shí)際控制人以較低的資金成本就可以獲得較高的收益，代理問題非常嚴(yán)重。此時股權(quán)制衡可以有效緩解公司這類代理問題，減少對企業(yè)績效的侵害。Lemmon和Lins（2003）研究了東南亞金融危機(jī)時期公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)價值的影響，結(jié)果表明易受到控股股東掠奪的公司的托賓Q值和股票收益率比其他公司低10%左右，說明當(dāng)投資機(jī)會減少時，公司治理結(jié)構(gòu)對于抑制控股股東的侵害來說更重要。王鵬和周黎安（2006）以A股市場為研究對象，研究了控股股東兩權(quán)分離對公司績效的影響發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金流權(quán)會形成“激勵效應(yīng)”，控制權(quán)會造成“侵占效應(yīng)”，且侵占效應(yīng)的強(qiáng)度大于激勵效應(yīng)，隨著兩權(quán)分離程度的加深，公司績效的遞減速度加劇。

形成合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)是多種因素相互影響、制約的結(jié)果，決定股權(quán)結(jié)構(gòu)的內(nèi)在機(jī)制也越來越受到關(guān)注。上述觀點(diǎn)對股權(quán)制衡與公司績效關(guān)系的研究存在一定的局限：第一，部分研究只是考察了股權(quán)制衡對公司績效產(chǎn)生的整體影響，得到的結(jié)論過于寬泛；第二，在考慮可能影響股權(quán)制衡的因素時，現(xiàn)有研究大多僅考慮了股東特征，缺乏對公司其他特征的考察。本文通過構(gòu)建門檻回歸模型，在分別控制了公司規(guī)模、第一大股東持股比例、兩權(quán)分離度三方面公司特征下，探究中小企業(yè)股權(quán)制衡程度與公司績效之間的關(guān)系。

三、理論分析

（一）公司規(guī)模影響股權(quán)制衡與公司績效關(guān)系的理論分析

若不考慮資金成本，一般公司通常會面臨兩種選擇：把利潤進(jìn)行分配或再投資，而這要看新的投資項目能否產(chǎn)生更多回報。但由于控制權(quán)私人收益的存在，控股股東可能為了攫取私人收益而使公司做出不當(dāng)?shù)耐顿Y決策，即盡管公司沒有獲利的投資項目，控股股東也可能將公司前期利潤投資于無法盈利甚至虧損的投資項目，而不是把利潤合理分配給股東。這包含兩種可能：第一，公司是不是主動出售不盈利資產(chǎn)以縮小公司規(guī)模；第二，公司是不是盲目地將利潤用于擴(kuò)大投資以增大公司規(guī)模。這兩種可能對于控股股東來說是相同的，即只要其在不盈利的原有項目中或在擴(kuò)增投資過程中得到控制權(quán)私人利益足夠大，該股東就趨向于擴(kuò)增投資項目或留下原有不盈利項目?？毓晒蓶|的這兩種決策都屬于非效率決策，目的都是獲得私有收益。

（二）第一大股東持股比例影響股權(quán)制衡度與公司績效關(guān)系的理論分析

持股比例B越高，控股股東為提高公司績效付出努力越多，其發(fā)揮治理效應(yīng)獲得的收益越大，但隨著持股比例的增加，其掏空行為獲取的私人利益也越多；另一方面，控股股東為獲取私人利益產(chǎn)生的掏空行為越多，付出的成本越大，且成本邊際遞增。因此，隨著股權(quán)集中度的增加控制性大股東既會發(fā)揮治理作用，又可能出現(xiàn)侵占效應(yīng)，最終對公司產(chǎn)生的實(shí)際影響要參照實(shí)證分析結(jié)果來說明。

（三）兩權(quán)分離度影響股權(quán)制衡度與公司績效關(guān)系的理論分析

假設(shè)有投資項目X、Y，公司只能選擇一個進(jìn)行投資。如果投資于項目X，產(chǎn)生的總價值為Vx，Vx能夠被分成兩部分：一部分是所有股東都能夠得到的現(xiàn)金流量權(quán)收益Sx；另一部分是僅可以由控股股東自己得到的控制權(quán)私人收益Bx，即Vx=Sx+Bx。對于項目Y來說同樣可以得出，Vy=Sy+By。

假設(shè)Vx>Vy，BxVy，投資項目X對公司更有利，但由于公司被控股股東掌控，其會根據(jù)自身價值最大化來決定投資決策，即通過比較α（Vx-Bx）+Bx和α（Vy-By）+By的大小決定對投資項目的選擇。如果α（Vx-Bx）+Bx<α（Vy-By）+By，則控股股東會選擇Y。如果控股股東對公司現(xiàn)金流量權(quán)比例進(jìn)一步減少，其更趨向于項目Y。公司在有效率項目X和無效率項目Y中獲取回報的差別越大，公司的潛在損失越嚴(yán)重。令（ΔB=0.04Vx），當(dāng)α=0.5、Vx-Vy>4%時，控股股東才會選擇項目X；而當(dāng)α=0.1時，除非Vx-Vy>36%，否則其會選擇Y。因此兩權(quán)分離度越高，控股股東越可能謀取私人利益，侵害公司權(quán)益。

四、研究設(shè)計

本文使用的研究樣本主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫中的中小企業(yè)板塊，選取的樣本年度區(qū)間為 2013-2019年。門檻回歸模型要求使用平衡面板數(shù)據(jù)，若從較早年限開始選取樣本會使大量后續(xù)上市的公司被剔除，造成樣本數(shù)量損失嚴(yán)重，因此選取近七年數(shù)據(jù)。對于部分缺失數(shù)據(jù)，從Wind數(shù)據(jù)庫或公司年報中獲取，一共得到2013-2019年522家中小板上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)，共有4176個觀測值。

（一）變量選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為公司績效，采用總資產(chǎn)收益率（ROA）來度量。ROA體現(xiàn)了公司的盈利能力，可以較好地代表上市公司的績效水平。

2.解釋變量。本文解釋變量為股權(quán)制衡度。現(xiàn)有研究對于企業(yè)股權(quán)制衡程度的測算主要有兩類方法：第二至十大股東的持股比例之和/第一大股東的持股比例；第二至五大股東的持股比例/第一大股東的持股比例。文中采用第二種方法。

3.門檻變量。股權(quán)制衡對公司績效的作用效果會受到公司規(guī)模（SIZE）、第一大股東持股比例（FIRST）、兩權(quán)分離度（SEP）三種因素的影響，因此分別選取這三個變量作為門檻變量進(jìn)行研究。其中，公司規(guī)模用上市公司每年總資產(chǎn)平均余額的對數(shù)表示，兩權(quán)分離度用上市公司實(shí)際控制人的控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的差額表示。

4.控制變量。根據(jù)以往研究，本文控制了可能影響公司績效的其他變量：一是公司治理類變量，包括董事會規(guī)模（BRD）、獨(dú)立董事占比（INDE）、董事長與總經(jīng)理是否兼任（SAME）；二是公司財務(wù)指標(biāo)類變量，如資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）等，同時對行業(yè)和年度也分別進(jìn)行了控制。

各變量具體說明詳見表1。

表1 變量定義

（二）模型設(shè)計

基于現(xiàn)有研究結(jié)論，股權(quán)制衡程度對公司績效的影響未達(dá)成一致，考慮到二者之間可能因存在區(qū)間效應(yīng)而表現(xiàn)出線性或非線性關(guān)系，本文首先建立多元OLS和固定效應(yīng)模型，將股權(quán)制衡度對公司績效的影響進(jìn)行回歸分析，具體模型如下：

根據(jù)前文的理論分析，股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司大股東代理成本的影響可能由于公司規(guī)模、第一大股東持股比例、兩權(quán)分離度的不同而存在差異。即股權(quán)制衡影響大股東代理成本需要滿足特定的條件，該條件就是觸發(fā)股權(quán)制衡度影響大股東代理成本的門檻，門檻值取值不同時，股權(quán)制衡度對大股東代理成本的影響不同，并且呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，從而表現(xiàn)為門檻效應(yīng)。

現(xiàn)有研究普遍使用分組回歸或構(gòu)造交乘項、二次項的方法考察股權(quán)制衡度對公司績效產(chǎn)生的影響，這兩種方法均存在一定的不合理之處：第一，若僅根據(jù)變量本身或前人研究得出的結(jié)論進(jìn)行分組，所得結(jié)果很可能偏離數(shù)據(jù)的真實(shí)結(jié)構(gòu)變化數(shù)值點(diǎn)位；第二，構(gòu)造交乘項或二次項只能看出股權(quán)制衡對公司績效影響的大致變化，無法估計出樣本準(zhǔn)確的結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)。而門檻自回歸分析方法（Hansen，1999）以數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，根據(jù)估計值構(gòu)建分段函數(shù)，可以得到真實(shí)的結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)。門檻回歸模型的基本形式如下：

可以進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為：

其中：Yit為因變量，Xit為自變量，qit為門檻變量，模型被門檻變量qit分為兩段，γ是門檻變量的具體取值，eit～iid（0，δ2）為隨機(jī)擾動項。根據(jù)門檻變量qit的不同取值，自變量Xit的影響不同，系數(shù)分別為b1和b2。使用門檻回歸模型進(jìn)行估計的優(yōu)勢在于：第一，模型分段比非線性函數(shù)準(zhǔn)確，可以精確刻畫非線性特征；第二，模型由幾個分段的線性函數(shù)構(gòu)成，具有更強(qiáng)的解釋性。

本文分別選取公司規(guī)模（SIZE）、第一大股東持股比例（FIRST）、兩權(quán)分離度（SEP）作為門檻變量，構(gòu)建如下門檻回歸模型，并檢驗這三個變量對股權(quán)制衡度與公司績效關(guān)系的門檻效應(yīng)（此處以SIZE為例，其他兩個門檻回歸模型分別以FIRST、SEP為門檻變量）：

根據(jù)Hansen（1999）的模型，回歸時給定的γ值與真實(shí)值越接近，則模型的殘差平方和越小。在觀察模型的殘差變化情況時，通過連續(xù)給門檻變量賦值，真實(shí)門檻值即為在模型殘差平方和最小時得到的門檻值。在得到參數(shù)對應(yīng)的估計值后，還需對門檻回歸效果進(jìn)行分析和相關(guān)檢驗。在Ward檢驗中，如果分段回歸方程中β1和β2差異顯著，則門檻效應(yīng)顯著。

五、實(shí)證分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計量如表2所示。中小板企業(yè)中，第一大股東持股比例平均值接近35%，最大值高達(dá)85%。其中，第一大股東持股比例超過50%的公司有107家，占到公司總數(shù)的20%以上，表明中小板企業(yè)上市公司第一大股東持股比例普遍較高，大多數(shù)公司股權(quán)較為集中，“一股獨(dú)大”現(xiàn)象嚴(yán)重；第二至五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例比值的平均值為0.72，中位數(shù)為0.56。其中，424家公司的股權(quán)制衡度小于1，占到公司總數(shù)的82%，表明大部分公司股權(quán)制衡程度較低，其他大股東難以與第一大股東抗衡；上市公司實(shí)際控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)差值的平均值為5.51%，中位數(shù)為0，說明有50%以上的企業(yè)兩權(quán)分離度為0，較多數(shù)公司的控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)沒有分離；董事長與總經(jīng)理兼任變量的平均值為1.65，表明65%的公司的董事長和總經(jīng)理由一人擔(dān)任，重合程度較高。

表2 變量的描述性統(tǒng)計分析

（二）股權(quán)制衡對企業(yè)績效的直接影響分析

股權(quán)制衡度對公司績效影響的OLS的回歸結(jié)果如表3所示。其中：第（1）、（2）列是使用OLS在穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下得到的回歸結(jié)果，第（2）列加入了股權(quán)制衡度的平方項，股權(quán)制衡度SHB的一次項系數(shù)符號顯著為正，二次項系數(shù)SHB2的符號為負(fù)，但并不顯著，說明企業(yè)績效與股權(quán)制衡可能為非線性關(guān)系。Hausman 檢驗表明固定效應(yīng)模型效果好于隨機(jī)效應(yīng)模型，第（3）、（4）列顯示固定效應(yīng)模型在聚類標(biāo)準(zhǔn)誤下的回歸結(jié)果，第（4）列加入了股權(quán)制衡度的平方項，固定效應(yīng)模型與OLS回歸結(jié)果基本一致。整體來看，股權(quán)制衡有利于提高企業(yè)績效，但股權(quán)制衡度過高可能起到相反效果。從控制變量看，第一大股東（FIRST）、公司規(guī)模（SIZE）、董事會規(guī)模（BRD）、獨(dú)立董事占比（INDE）變量與企業(yè)績效正相關(guān)，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、總經(jīng)理與董事長兩職合一 （SAME）與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)。

表3 股權(quán)制衡對公司績效的影響：多元回歸分析

注：括號內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差，“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。下同。

（三）股權(quán)制衡對企業(yè)績效的門檻效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步驗證股權(quán)制衡對企業(yè)績效的影響，本文分別選取公司規(guī)模、第一大股東持股比例、兩權(quán)分離程度作為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)回歸分析，通過設(shè)置單一門檻、雙重門檻和三重門檻分別對門檻變量進(jìn)行樣本1000次隨機(jī)抽樣，表4展示了最優(yōu)門檻模型的門檻值、置信區(qū)間、門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果。門檻回歸系數(shù)結(jié)果詳見表5。

1.公司規(guī)模（SIZE）的門檻效應(yīng)

當(dāng)以公司規(guī)模作門檻變量時，單一門檻、雙重門檻均通過了顯著性檢驗，但三重門檻在進(jìn)行估計時未通過顯著性檢驗，因此雙重門檻模型為最優(yōu)模型。雙重門檻的門檻值、門檻效果檢驗結(jié)果和95%置信區(qū)間詳見表4 Panel A 。公司規(guī)模雙重門檻中第一、二個門檻的估計值和置信區(qū)間在圖1中展示。門檻值代表LR圖形中的最低點(diǎn)，LR曲線與臨界線形成的兩點(diǎn)對應(yīng)的數(shù)值區(qū)間即為95%的置信區(qū)間。公司規(guī)模的門檻值對應(yīng)的LR<7.35，因此可以認(rèn)為得到的估計值是可信的。

圖1 以公司規(guī)模為門檻的雙重門檻估計值

表4 雙重門檻值、置信區(qū)間及門檻效果自抽樣檢驗

表4中Panel A為公司規(guī)模雙重門檻回歸結(jié)果。表5的雙重門檻回歸結(jié)果顯示：當(dāng)中小企業(yè)總資產(chǎn)平均余額小于8.4億元（SIZE為20.545）時，股權(quán)制衡度SHB的系數(shù)為-0.034；當(dāng)總資產(chǎn)平均余額介于8.4億元和23.9億（SIZE為23.899）元時，股權(quán)制衡度SHB的系數(shù)為-0.103；當(dāng)資產(chǎn)總額大于23.9億元時，股權(quán)制衡度SHB的系數(shù)為0.013。這一結(jié)果表明，當(dāng)規(guī)模未達(dá)到8.4億元時，股權(quán)制衡度對公司績效產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)；而介于8.4億元和23.9億元之間時，股權(quán)制衡的負(fù)面影響進(jìn)一步增加；當(dāng)公司規(guī)模超過23.9億元時，股權(quán)制衡對公司績效產(chǎn)生促進(jìn)作用。因此，在以公司規(guī)模為門檻變量時，股權(quán)制衡度與公司績效之間的關(guān)系表現(xiàn)為一條開口向上的非對稱曲線，股權(quán)制衡對公司績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系隨公司規(guī)模增加逐漸加深，當(dāng)規(guī)模超過23.9億元時，開始表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系。

表5 雙重門檻回歸結(jié)果

2.第一大股東持股比例（FIRST）的門檻效應(yīng)

當(dāng)以公司第一大股東持股比例作為門檻變量時，盡管單一門檻、雙重門檻及三重門檻的效應(yīng)都是顯著的，但在三重門檻的回歸系數(shù)估計時，并不存在股權(quán)制衡度SHB的第三個門檻值，因此雙重門檻模型即為最佳模型。雙重門檻的門檻值、門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果和95%置信區(qū)間詳見表4 中的Panel B。第一大股東持股比例雙重門檻中第一、二個門檻的估計值和置信區(qū)間在圖2中展示。

圖2 以第一大股東持股比例為門檻的雙重門檻估計值

表4中Panel B為公司第一大股東持股比例雙重門檻回歸結(jié)果。表5的雙重門檻回歸系數(shù)顯示：當(dāng)中小企業(yè)第一大股東持股比例低于17.85%時，股權(quán)制衡度的系數(shù)為-0.006，未通過顯著性檢驗；當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例介于17.85%和21.83%時，股權(quán)制衡度的系數(shù)為0.01，在10%的顯著性水平下顯著；當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例高于21.83%時，股權(quán)制衡度的系數(shù)為0.02，在5%的顯著性水平下顯著。

這一結(jié)果表明，在第一大股東控制程度較低時，股權(quán)制衡對公司績效無顯著影響；而當(dāng)控股股東持股比例增加，在17.85%～21.83%時，股權(quán)制衡度有利于公司績效的提升；當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例繼續(xù)增加，超過21.83%時，股權(quán)制衡度的增加進(jìn)一步促進(jìn)了公司績效的增加，股權(quán)制衡的效果得到有效發(fā)揮。這可能是因為，隨著第一大股東持股比例的增加，大股東侵害其他股東利益的動機(jī)和能力有所增強(qiáng)，第二類代理問題凸顯。股權(quán)制衡程度的增加使得其他大股東更好地對第一大股東進(jìn)行牽制和約束，減少大股東“一言堂”的情況。

3.兩權(quán)分離度（SEP）的門檻效應(yīng)

當(dāng)以兩權(quán)分離度作為門檻變量時，單一門檻、雙重門檻均通過了顯著性檢驗，但三重門檻在進(jìn)行估計時未通過顯著性檢驗，因此雙重門檻模型為最佳模型。雙重門檻的門檻值、門檻效果檢驗結(jié)果和95%置信區(qū)間詳見于表 4 Panel C。兩權(quán)分離度雙重門檻中第一、二個門檻的估計值和置信區(qū)間在圖3展示。

圖3 以兩權(quán)分離度為門檻的雙重門檻估計值

表5的雙重門檻回歸結(jié)果顯示：當(dāng)中小企業(yè)實(shí)際控制人兩權(quán)分離度小于0.004時，股權(quán)制衡度的系數(shù)為-0.005，未通過顯著性檢驗；當(dāng)實(shí)際控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)開始分離，介于0.004和9.15時，股權(quán)制衡度的系數(shù)為0.01，在10%的顯著性水平下顯著；當(dāng)實(shí)際控制人兩權(quán)分離度高于9.15時，股權(quán)制衡度的系數(shù)為-0.04，在5%的顯著性水平下顯著。

這一結(jié)果表明，當(dāng)公司實(shí)際控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)差額較小時，股權(quán)制衡度對公司績效的作用尚不明顯；在實(shí)際控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)出現(xiàn)較大分離至9.15之前，股權(quán)制衡一直體現(xiàn)為對公司績效的積極影響，多個股東參與公司治理可以起到對實(shí)際控制人牽制的效果；當(dāng)實(shí)際控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)之差大于9.15時，股權(quán)制衡對公司績效產(chǎn)生消極影響。這可能是因為，當(dāng)兩權(quán)分離度增加到一定程度，控制人可能因為謀取私利而損害公司利益，第一類代理問題嚴(yán)重。而由于公司存在多個股東，從而產(chǎn)生搭便車心理，出現(xiàn)互相推諉的局面；再加上股權(quán)集中度低導(dǎo)致協(xié)調(diào)與決策成本過高，難以形成一致的決斷，從而對控制人無法產(chǎn)生有效威懾，導(dǎo)致股權(quán)制衡度增加反而降低了公司績效。

（四）穩(wěn)健性檢驗

一是為排除數(shù)據(jù)異常觀測值的影響，對所有連續(xù)變量——總資產(chǎn)收益率（ROA）、股權(quán)制衡度（SHB）、公司規(guī)模（SIZE）、第一大股東持股比例（FIRST）、兩權(quán)分離度（SEP）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）在1%水平上進(jìn)行winsorize處理，多元回歸分析結(jié)果不變，說明了本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

二是更換公司績效的代表變量，采用凈資產(chǎn)收益率（ROE），即凈利潤/所有者權(quán)益之和平均余額代替總資產(chǎn)收益率（ROA），多元回歸分析結(jié)果穩(wěn)健，門檻回歸結(jié)果不變，說明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與建議

本文以中小板上市公司為研究對象，利用2013-2019年的面板數(shù)據(jù)，通過運(yùn)用多元OLS、固定效應(yīng)模型和門檻回歸模型，研究了基于不同公司特征下股權(quán)制衡與公司績效之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系。研究結(jié)論如下：

第一，以公司規(guī)模作為門檻變量，當(dāng)企業(yè)規(guī)模未達(dá)到8.4億元時，股權(quán)制衡度對公司績效產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)；而介于8.4億元和23.9億元之間時，股權(quán)制衡的負(fù)面影響進(jìn)一步增加；當(dāng)公司規(guī)模超過23.9億元時，股權(quán)制衡對公司績效產(chǎn)生促進(jìn)作用。因此，在以公司規(guī)模為門檻變量時，股權(quán)制衡度與公司績效之間的關(guān)系表現(xiàn)為一條開口向上的非對稱曲線。

第二，以公司第一大股東持股比例作為門檻變量，在第一大股東控制程度較低時，股權(quán)制衡對公司績效無顯著影響；而當(dāng)控股股東持股比例增加，在17.85%～21.83%時，股權(quán)的制衡有利于提升公司績效；當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例繼續(xù)增加，超過21.83%時，股權(quán)制衡度的增加進(jìn)一步促進(jìn)了公司績效的增加，股權(quán)制衡的效果得到有效發(fā)揮。

第三，以公司實(shí)際控制人兩權(quán)分離度作為門檻變量時，當(dāng)兩權(quán)分離程度較輕時，股權(quán)制衡度對公司績效的作用尚不明顯；在兩權(quán)分離度上升至9.15之前，股權(quán)制衡一直體現(xiàn)為對公司績效的積極影響，多個股東參與公司治理可以起到對實(shí)際控制人牽制的效果；當(dāng)兩權(quán)分離度大于9.15時，股權(quán)制衡對公司績效產(chǎn)生消極影響。

綜上所述，股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司績效有著重要的影響，股權(quán)制衡度對于公司績效的影響不是一成不變的，其治理作用會隨著公司規(guī)模、第一大股東持股比例、兩權(quán)分離度等其他特征的變化呈現(xiàn)出不同的影響。合理的股權(quán)制衡度能優(yōu)化公司績效，企業(yè)應(yīng)發(fā)揮股權(quán)制衡的最優(yōu)治理效果，不同公司需要根據(jù)自身特征選擇合適的股權(quán)結(jié)構(gòu)。