宋淵洋 趙嘉欣

摘要：股權結構是企業(yè)的核心治理結構安排，對股東參與公司治理的動機和行為有重要影響。本文使用來自中國綜合社會調查（CGSS）的社會信任數(shù)據(jù)和中國上市公司數(shù)據(jù)探討了地區(qū)社會信任這一非正式制度對企業(yè)股權結構的影響機理。研究發(fā)現(xiàn)：（1）地區(qū)外群體社會信任對企業(yè)股權集中度有負向影響，地區(qū)內群體社會信任對企業(yè)股權集中度有正向影響，說明內群體社會信任程度高和外群體社會信任程度低的社會信任格局是中國企業(yè)股權結構高度集中的重要成因;（2）地區(qū)正式制度環(huán)境與外群體社會信任可以相互替代：地區(qū)正式制度環(huán)境越好，外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的負向影響越弱;（3）企業(yè)業(yè)績越好，地區(qū)外群體和內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響越弱。

關鍵詞：社會信任;社會群體;股權結構;股權集中度;公司治理;制度環(huán)境;企業(yè)業(yè)績

文獻標識碼：A

文章編號：100228482021（04）004211

一、引言

股權結構是股東為控制企業(yè)和達到預期目標而做出的治理結構安排，對公司治理和企業(yè)決策有重要影響?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)高度集中的股權結構是第二類代理問題在中國企業(yè)盛行的重要原因[1]。高度集中的股權結構使控股股東能任命隸屬于自己的高管團隊，并與高管團隊合謀，通過侵占公司資源、操控資產(chǎn)轉移定價、收受超額薪金和貸款擔保等方式侵吞中小股東利益[2-3]。更重要的是，由于控股股東可以通過各種渠道攫取私人收益，控股股東利益最大化并不等同于公司價值最大化，導致控股股東可能做出有助于增加個人收益而不利于提升公司競爭優(yōu)勢的戰(zhàn)略決策[4]。因此，明晰高度集中股權結構的成因有助于找到緩解公司治理問題的根本措施。

然而，目前大部分研究集中于探討股權結構的后果，對股權結構的成因研究較少。少數(shù)研究在理論上探討了地區(qū)法律環(huán)境和投資者保護等正式制度環(huán)境對企業(yè)股權結構的影響[1]。這些理論研究認為，在正式制度環(huán)境較差的情況下，股權分散導致企業(yè)股東之間的溝通和協(xié)調成本上升。因此，地區(qū)法律環(huán)境和投資者保護越差，企業(yè)股權越會集中在少數(shù)大股東手中[5-6]。目前這方面的實證研究較少，更缺乏研究關注地區(qū)非正式制度對企業(yè)股權結構的影響。正如North[6]所指出，非正式制度在制度規(guī)則中所占比例遠高于正式制度。與正式制度相比，非正式制度更為根本，是正式制度的來源和發(fā)揮作用的基石[7]。因此，地區(qū)非正式制度環(huán)境對企業(yè)股權結構影響機理研究的缺乏，不僅導致我們對企業(yè)股權結構的形成和演化機理缺乏深入理解，而且阻礙了緩解公司治理問題的根本性政策和措施的提出。

鑒于此，本研究致力于揭示地區(qū)社會信任這一非正式制度對企業(yè)股權結構的影響。地區(qū)社會信任是生活在一個地區(qū)的社會成員對其他社會成員的可信任程度的平均期望[8]。作為地區(qū)非正式制度環(huán)境的核心成分，地區(qū)社會信任能降低社會合作的不確定性和風險，提高社會成員彼此之間的合作意愿，進而降低社會運行的交易成本[9]。因此，現(xiàn)有實證研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)社會信任對企業(yè)經(jīng)營和地區(qū)經(jīng)濟增長等微觀和宏觀經(jīng)濟后果有正向影響[10-11]。在本研究情境中，地區(qū)社會信任通過影響股東之間的溝通和協(xié)調成本，對企業(yè)股權結構有潛在影響。與西方發(fā)達國家不同，中國等東亞國家擁有完全不同的社會信任格局[12-13]。在中國等東亞國家，人們更信任和依賴親戚朋友為代表的內群體成員，而不信任陌生人為代表的外群體成員。這種社會信任格局帶來的經(jīng)濟影響是一個值得探討的話題，目前相關研究處于起步階段[14]。

為了揭示社會信任對企業(yè)股權結構的影響機理，本研究首先分析地區(qū)內群體社會信任（in-group trust）和外群體社會信任（out-group trust）對企業(yè)股權集中度的異質性影響，從非正式制度的研究視角豐富和拓展企業(yè)股權結構的形成機理，并深化和細化社會信任理論。其次，雖然在理論上正式制度和非正式制度可以互相替代[1，15]，但相關實證研究較少[7]。因此，本研究進一步探討地區(qū)正式制度環(huán)境的調節(jié)作用，為正式制度與社會信任可以互相替代提供實證證據(jù)。第三，本研究還探討了企業(yè)業(yè)績的調節(jié)作用，對理解社會信任影響企業(yè)股權結構的邊界條件以及企業(yè)優(yōu)化股權結構有重要啟示。

二、理論分析與研究假設

在企業(yè)成長過程中，分散股權是企業(yè)吸收來自不同股東的資金、知識和經(jīng)驗的重要途徑。股權分散不僅能為企業(yè)發(fā)展提供資金和其他資源，而且有助于企業(yè)基于不同股東的異質性知識和經(jīng)驗做出更高質量的戰(zhàn)略決策。另外，股權分散還有助于企業(yè)降低對單一股東的依賴，使企業(yè)發(fā)展受單一股東錯誤決策、陷入法律訴訟以及突然死亡等負面事件的影響較小。雖然股權分散有一系列好處，但中國企業(yè)的股權結構具有高度集中的特點[16-17]。例如，國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)顯示，2020年A股上市公司第一大股東平均持有32.13%的股份，前五大股東平均持股比例高達53.37%。

現(xiàn)有研究強調高度集中的股權結構是企業(yè)在特定正式制度環(huán)境下的最優(yōu)選擇[1]。當?shù)貐^(qū)法律環(huán)境和投資者保護較差時，企業(yè)股東之間的分歧由于難以通過法院等正式途徑低成本和高效率地解決，股東之間的溝通和協(xié)調需要花費更多時間，要經(jīng)過更艱難的協(xié)調才能達成一致。與分散的股權結構相比，高度集中的股權結構使企業(yè)控股股東擁有決策控制權，能減少股東之間的溝通和協(xié)調需要，從而降低溝通和協(xié)調成本。因此，在法律環(huán)境和投資者保護等正式制度環(huán)境差的地區(qū)，企業(yè)股權更可能集中在大股東手中[1]。上述研究揭示了地區(qū)正式制度環(huán)境對企業(yè)股權結構的影響。

雖然非正式制度也是形塑企業(yè)股權結構的核心力量[6]，但目前相關研究較少。進一步揭示地區(qū)非正式制度對企業(yè)股權結構的影響能彌補現(xiàn)有研究的不足。鑒于社會信任是地區(qū)非正式制度環(huán)境的核心成分[12，14]，本研究致力于揭示地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度的影響機理。

（一）地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度的直接影響

在企業(yè)成立之初，股權往往集中在創(chuàng)始大股東手中。隨著企業(yè)不斷成長，大股東往往會讓渡部分股權給投資者以獲取企業(yè)成長所需的資金、信息和知識等，導致公司股權日趨分散[1]。與股權高度集中在大股東手中相比，股權分散導致股東之間的溝通和協(xié)調成本上升。首先，股權越分散，股東數(shù)量越多，重大戰(zhàn)略制定過程中溝通和協(xié)調涉及的范圍越大，成本越高。其次，不同股東的偏好、擁有的知識、信息和分析判斷能力有較大差異[4，16]，導致他們對公司戰(zhàn)略方向和經(jīng)營策略的判斷難以完全一致。因此，股權越分散，股東之間達成一致意見花費的時間越長，溝通和協(xié)調成本越高。

地區(qū)社會信任會影響股東之間的溝通和協(xié)調成本，在很大程度上決定了企業(yè)股權結構。根據(jù)指向對象的不同，地區(qū)社會信任可以分為外群體社會信任和內群體社會信任兩個維度[12，18]。其中，地區(qū)外群體社會信任指生活在一個地區(qū)的社會成員對以陌生人為代表的外群體成員的可信任程度的總體預期[8，12]，而地區(qū)內群體社會信任則是社會成員對親戚和鄰居等內群體社會成員的可信任程度的總體預期[12]。由于地區(qū)外群體和內群體社會信任都是社會信任的構成維度，都受到地區(qū)文化和制度環(huán)境等因素的影響，導致兩者之間往往呈正相關關系。例如，一個地區(qū)的產(chǎn)權保護等正式制度越發(fā)達，個人權利越能得到有效保障，個體對內群體和外群體的社會信任程度越高[12]。下面進一步分析地區(qū)外群體和內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響機理。

地區(qū)外群體社會信任越高，股東之間的溝通和協(xié)調成本越低，企業(yè)越能通過分散股權的方式獲得企業(yè)發(fā)展所需的核心資源。具體而言，地區(qū)外群體社會信任越高，社會成員越傾向于信任彼此，越可能相互合作[19-20]，更不會出現(xiàn)機會主義行為[8]。一方面，與地區(qū)外群體社會信任低的地區(qū)相比，在外群體社會信任高的地區(qū)的大股東對潛在股東（特別是來自外群體的潛在股東）有更高的信任程度，更愿意讓渡部分股權以獲取潛在股東的資金、知識、經(jīng)驗和社會關系等企業(yè)發(fā)展所需的資源。另一方面，地區(qū)外群體社會信任越高，股東之間的合作意愿越高，出現(xiàn)機會主義行為的概率越低[8]。由于不用提防機會主義行為，大股東大量持股的動機減弱，企業(yè)股權越可能分散。因此，地區(qū)外群體社會信任越高，股權分散伴隨的股東之間的溝通和協(xié)調成本上升越小，企業(yè)越傾向于通過分散股權來獲取核心資源?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O：

假設1a：地區(qū)外群體社會信任越高，該地區(qū)企業(yè)的股權集中度越低。

地區(qū)內群體社會信任對企業(yè)股權集中度也有重要影響。在地區(qū)外群體社會信任不變的情況下，地區(qū)內群體社會信任越高，社會成員越信任與自己有血緣和婚姻等緊密聯(lián)系的內群體成員，越可能把核心的經(jīng)濟和社會交往局限在內群體成員之間[13]。在本研究背景中，企業(yè)股權是一種寶貴的資源，其分配的范圍受地區(qū)內群體社會信任的影響。地區(qū)內群體社會信任越高，企業(yè)創(chuàng)始人所屬群體的內群體成員越傾向于信任彼此，更傾向于在內群體社會成員中尋找股權讓渡的對象，導致企業(yè)股權難以充分分散。另外，地區(qū)內群體社會信任越高，股權分散越可能影響企業(yè)發(fā)展。這是因為分散股權會不可避免地把歸屬于不同社會群體的個體引入企業(yè)。地區(qū)內群體社會信任越高，這些歸屬于不同社會群體的股東越可能抱團以爭取所屬群體的利益[14]，導致企業(yè)內小群體叢生。小群體為了爭取自身利益會在公司內激烈爭斗，阻礙企業(yè)發(fā)展。因此，地區(qū)內群體社會信任越高，股權讓渡越可能發(fā)生在較小范圍的內群體成員之間，導致企業(yè)股權難以充分分散?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

假設1b：地區(qū)內群體社會信任越高，該地區(qū)企業(yè)的股權集中度越高。

（二）地區(qū)正式制度環(huán)境的調節(jié)作用

上面的分析表明地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度有重要影響。值得進一步思考的問題是：地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度的影響在不同地區(qū)和對不同企業(yè)是否有差異？與地區(qū)社會信任等非正式制度一樣，地區(qū)正式制度在降低經(jīng)濟主體之間的溝通和協(xié)調成本方面也發(fā)揮重要作用。正式制度是形塑人類經(jīng)濟和社會互動的正式規(guī)則和契約的集合[6]。恰當?shù)恼街贫葹楣蓶|之間互動提供了一個穩(wěn)定框架，可以為合作行為提供激勵并懲罰機會主義行為[6，21]。因此，良好的正式制度環(huán)境有助于促進股東之間的合作，降低溝通和協(xié)調成本。例如，地區(qū)正式制度環(huán)境越好，股東之間的糾紛越容易在法律、法規(guī)和行業(yè)規(guī)章等正式制度框架下得到迅速和公正的解決，避免股東之間的糾紛久拖不決對企業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生破壞性影響。同時，地區(qū)正式制度環(huán)境越好，越能約束和震懾股東的機會主義行為，降低機會主義行為帶來的溝通和協(xié)調成本。因此，與地區(qū)社會信任一樣，地區(qū)正式制度環(huán)境也是降低股東之間溝通和協(xié)調成本的有效機制。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)正式制度和非正式制度在促進經(jīng)濟主體之間的合作和降低交易成本方面可以相互替代[7，21]。與這種邏輯一致，地區(qū)正式制度會替代和削弱地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度的影響。具體而言，當正式制度不完善時，經(jīng)濟主體更依賴地區(qū)社會信任等非正式制度來促進合作和降低交易成本。而當正式制度完善時，經(jīng)濟活動更依賴正式制度而不是非正式制度[7]。這是因為，正式制度規(guī)則適用于所有經(jīng)濟主體，而社會信任等非正式制度往往存在于一定的地域范圍，會使交易范圍和規(guī)模受到局限。例如，當主體依賴社會信任進行合作時，交易的范圍會局限在相互信任的成員之間，導致不能在更大范圍尋找更合適的合作伙伴和發(fā)現(xiàn)更多的商業(yè)機會。因此，地區(qū)正式制度越發(fā)達，企業(yè)越依賴地區(qū)正式制度來降低股東之間的溝通和協(xié)調成本，越不依賴社會信任，導致地區(qū)外群體和內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響被削弱?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

假設2a：地區(qū)正式制度在外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響中有調節(jié)作用：地區(qū)正式制度環(huán)境越好，地區(qū)外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的負向影響越弱。

假設2b：地區(qū)正式制度在內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響中有調節(jié)作用：地區(qū)正式制度環(huán)境越好，地區(qū)內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的正向影響越弱。

（三）企業(yè)業(yè)績的調節(jié)作用

地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度的影響與企業(yè)對交易成本變動的敏感程度有關。業(yè)績越好，企業(yè)對社會信任變動伴隨的交易成本變動越不敏感，社會信任對股權集中度的影響越弱。首先，業(yè)績差會釋放出“企業(yè)經(jīng)營存在問題”等經(jīng)營信號，使管理者更密切關注企業(yè)經(jīng)營情況，對交易成本的變動更為敏感。因此，與業(yè)績好的企業(yè)相比，業(yè)績差的企業(yè)會更密切關注企業(yè)交易成本的變動情況，對社會信任變動導致的交易成本變動更為敏感。其次，與業(yè)績差的企業(yè)相比，業(yè)績好的企業(yè)有更豐富的存量資源和能力，也更可能通過債務融資（如銀行貸款）等方式獲取外部資源[22]。因此，業(yè)績好的企業(yè)對分散股權以獲取外部資源的需求更低，對社會信任變動伴隨的交易成本變動更不敏感。最后，企業(yè)業(yè)績越好，大股東的經(jīng)濟和非經(jīng)濟收益越高，越不傾向于把極有價值的股權讓渡給其他人，更不會根據(jù)社會信任變動調整企業(yè)股權結構。綜上所述，業(yè)績越好，企業(yè)對社會信任變動伴隨的交易成本變動越不敏感，社會信任對企業(yè)股權集中度的影響越弱?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

假設3a：企業(yè)業(yè)績在外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響中有調節(jié)作用：企業(yè)業(yè)績越好，外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的負向影響越弱。

假設3b：企業(yè)業(yè)績在內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響中有調節(jié)作用：企業(yè)業(yè)績越好，內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的正向影響越弱。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)收集

本研究從如下方面獲取研究數(shù)據(jù)。首先，社會信任數(shù)據(jù)來自中國綜合社會調查（Chinese General Social Survey，CGSS）[7]。CGSS始于2003年，是我國最早和規(guī)模最大的全國性社會調查之一?？紤]到社會信任的重要性，CGSS早在2005年就把社會信任的題項包含在內。不過，CGSS中用于度量社會信任的題項在不同年份變化很大，導致難以形成面板數(shù)據(jù)。由于需要測量各個地區(qū)的外群體和內群體社會信任，本研究選取包含這方面題項的2015年的CGSS調查數(shù)據(jù)。CGSS在2015年調查了來自全國28個省、自治區(qū)和直轄市的10968名被調查者（平均每個省392人），包含了較為全面的測量外群體和內群體社會信任的題項。其次，地區(qū)正式制度環(huán)境的數(shù)據(jù)來自《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》[23]。由于《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》只披露至2014年，故本研究使用2014年的市場化指數(shù)度量各省的正式制度環(huán)境。最后，上市公司的股權集中度和財務數(shù)據(jù)來自國泰安的CSMAR經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫。為減少研究誤差，剔除了研究期間缺乏數(shù)據(jù)的樣本和金融業(yè)上市公司。最終樣本包括2015年來自28個省級行政單位[納入研究樣本的28個省級行政單位包括：上海、云南、內蒙古、北京、吉林、四川、天津、寧夏、安徽、山東、山西、廣東、廣西、江蘇、江西、河北、河南、浙江、湖北、湖南、甘肅、福建、貴州、遼寧、重慶、陜西、青海、黑龍江。由于其他省份缺乏社會信任數(shù)據(jù)，故沒有納入。]的2672家上市公司。

（二）研究變量

1.被解釋變量

參照現(xiàn)有研究[24]，股權集中度（CR）使用企業(yè)前十大股東持股比例之和來度量?？紤]到社會信任對股權集中度的影響可能有滯后性，本研究使用t+1期的股權集中度作為因變量，而自變量、調節(jié)變量和控制變量使用t期。這種滯后的研究設計也有助于緩解自變量和因變量可能存在的內生性。另外，本研究還使用前十大股東持股比例的赫芬達爾指數(shù)來度量股權集中度，并得到一致的研究結論。

2.解釋變量

地區(qū)外群體和內群體社會信任的測量由Delhey等[12]提出，并被包含在全球最大的價值觀調查World Values Survey（WVS）的調查問卷中?，F(xiàn)有研究大多基于該測量題項來測量國家層面的外群體和內群體社會信任。參照WVS的測量原理，中國綜合社會調查（CGSS）在2015年把能用于測量地區(qū)外群體和內群體社會信任的題項包含在調查問卷中[12，25]。由于WVS的原題項沒有包含在CGSS中，本研究使用CGSS調查問卷中類似的問題“在不直接涉及金錢利益的一般社會交往/接觸中，您覺得下列人士中可以信任的人多不多呢？”來測量個體的社會信任[該問題使用5點里克特量表：1表示“絕大多數(shù)不可信”，2表示“多數(shù)不可信”，3表示“可信者與不可信者各半”，4表示“多數(shù)可信”，5表示“絕大多數(shù)可信”。]。其中，個體的外群體社會信任用個體對“陌生人”的信任程度來度量，個體的內群體社會信任用個體對“親戚”“鄰居”“同事”和“老同學”的信任程度的均值來度量（α=0.76）。然后，用一個省內的所有個體的外群體和內群體社會信任的均值來測量省際層面的外群體（OGT）和內群體社會信任（IGT）[7，12，19]。

3.調節(jié)變量

本研究使用《中國各省份市場化指數(shù)報告（2016）》[23]提供的各省份市場化程度總指數(shù)來衡量每個省份的正式制度環(huán)境（INST）。企業(yè)業(yè)績用凈資產(chǎn)收益率（ROE）來度量。為了剔除行業(yè)和年度的影響，用ROE減去年度行業(yè)ROE的中位數(shù)，然后放入回歸模型。

4.控制變量

本研究還設置了如下控制變量，以控制其他因素對股權集中度的影響。第一，為了控制企業(yè)所有權性質對股權集中度的影響，把企業(yè)是否為民營企業(yè)（PRI）作為控制變量，當企業(yè)為民營企業(yè)時取值為1，否則為0。第二，把企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)納入回歸模型，以控制企業(yè)規(guī)模（SIZE）對股權集中度的影響。第三，為反映債權人對股權結構的影響，將負債比率（LEV）納入研究模型。第四，為控制行業(yè)競爭程度的影響，將行業(yè)集中度（HHI）作為控制變量，使用屬于同一個行業(yè)中所有企業(yè)的總資產(chǎn)的赫芬達爾指數(shù)來度量。第五，為了控制行業(yè)差異，把行業(yè)啞變量（IND）作為控制變量。為了避免極端值的影響，對企業(yè)業(yè)績（ROE）和負債比率（LEV）進行1%的縮尾處理。

相關變量的含義、符號和測量方法參見表1。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計和相關性分析

變量的描述性統(tǒng)計和相關系數(shù)見表2。結果表明：前十大股東平均持有上市公司58.43%的股份，說明中國上市公司的股權總體上比較集中。地區(qū)內群體社會信任（IGT）的均值明顯高于外群體社會信任（OGT）的均值，說明社會成員更信任內群體成員。與現(xiàn)有研究一致[18]，內群體和外群體社會信任的相關系數(shù)為正，這是因為外群體和內群體社會信任都受到地區(qū)文化和制度環(huán)境等因素的影響?？傮w上，地區(qū)外群體和內群體社會信任與其他解釋變量的相關系數(shù)較低。此外，在所有回歸模型中，解釋變量的VIF的均值都低于3.5（臨界值是10）。因此，回歸模型不存在嚴重的多重共線性。

（二）地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度的直接影響

考慮到股權集中度（CR）的取值界于0到100之間，因此使用有上限（100）和下限（0）的Tobit模型進行假設檢驗。假設1a和假設1b的檢驗結果見表3第（1）列。從中可見，外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響為負且高度顯著（p<0.01），說明假設1a得到了實證支持。這是因為地區(qū)外群體社會信任能降低股東之間的溝通和協(xié)調成本，導致企業(yè)在外群體社會信任高的地區(qū)更傾向于通過分散股權來獲取企業(yè)發(fā)展所需的重要資源。同時，地區(qū)內群體社會信任的影響為正且顯著（p<0.05），說明假設1b也得到了實證支持。這是因為地區(qū)內群體社會信任水平越高，股權讓渡越可能發(fā)生在較小范圍的內群體成員之間，導致企業(yè)股權難以充分分散。上述結果充分說明地區(qū)外群體和內群體社會信任是企業(yè)股權結構的重要影響因素。

（三）地區(qū)正式制度環(huán)境和企業(yè)業(yè)績的調節(jié)效應

為進一步檢驗地區(qū)正式制度環(huán)境和企業(yè)業(yè)績的調節(jié)作用，本研究構造了地區(qū)社會信任與地區(qū)正式制度環(huán)境和企業(yè)業(yè)績的交互項。為降低多重共線性的影響，交互項使用中心化處理后的一次項相乘得到。表3第（2）（3）列分別展示了地區(qū)正式制度環(huán)境和企業(yè)業(yè)績的調節(jié)作用分析結果，第（4）列是包含所有交互項的分析結果。各模型回歸結果的系數(shù)方向和顯著性基本一致，說明采用不同的方法設定模型，研究結果保持穩(wěn)健。

假設2a預測地區(qū)正式制度環(huán)境越好，外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的負向影響越弱。第（2）列的分析結果表明，地區(qū)正式制度環(huán)境（INST）與外群體社會信任的交互項的系數(shù)顯著為正（p<0.01），支持了假設2a。這是因為，地區(qū)正式制度環(huán)境越好，企業(yè)越可以依賴地區(qū)正式制度環(huán)境來降低股東之間的溝通和協(xié)調成本，對地區(qū)社會信任的依賴程度越低。假設2b預測地區(qū)正式制度環(huán)境能弱化內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的正向影響。然而，第（2）（4）列的分析結果顯示，地區(qū)正式制度環(huán)境與內群體社會信任的交互項系數(shù)不顯著，即假設2b沒有得到實證支持。

假設2a和假設2b的分析結果表明，地區(qū)正式制度環(huán)境對外群體社會信任的替代程度高于內群體社會信任，這可能是因為地區(qū)正式制度環(huán)境和外群體社會信任都能降低缺乏頻繁互動的經(jīng)濟主體之間（如陌生人之間）的交易成本[6-7]，從而有較高的可替代性。與外群體社會信任不同，內群體社會信任通過促進內群體之間的合作對經(jīng)濟活動產(chǎn)生影響[13]，與地區(qū)正式制度的作用機理有較大不同，因此被地區(qū)正式制度替代的可能性較低。

假設3a和假設3b預測企業(yè)業(yè)績越好，外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的負向影響以及內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的正向影響越弱。第（3）（4）列的回歸結果顯示，企業(yè)業(yè)績與外群體社會信任的交互項的回歸系數(shù)為正且高度顯著（p<0.01），企業(yè)業(yè)績與內群體社會信任的交互項回歸系數(shù)為負且高度顯著（p<0.01），說明假設3a和假設3b均得到了實證支持。這是因為，業(yè)績越好的企業(yè)對社會信任變動伴隨的交易成本變動越不敏感，越不會根據(jù)地區(qū)社會信任變動來調整股權結構。

（四）內生性討論和穩(wěn)健性測試

1.內生性討論

內生性的來源包括逆向因果、遺漏變量和測量誤差。首先，由于股權集中度和社會信任等變量都使用成熟的測量方法，測量誤差在可控范圍之內。其次，雖然企業(yè)股權集中度可能作用于地區(qū)社會信任，但由于地區(qū)社會信任的變遷極為緩慢[14]，因此逆向因果問題在可控范圍之內。本研究還通過實證檢驗來判斷逆向因果是否嚴重。逆向因果存在的前提是企業(yè)股權集中度對地區(qū)社會信任有逆向影響。因此，使用企業(yè)股權集中度預測地區(qū)外群體和內群體社會信任?？紤]到地區(qū)社會信任的取值界于1到5之間，因此使用有上限（5）和下限（1）的Tobit模型進行回歸分析?；貧w結果如表4所示，表明企業(yè)股權集中度對地區(qū)外群體和內群體社會信任的影響都不顯著，進一步說明逆向因果問題不嚴重。

最后，雖然回歸模型控制了一系列企業(yè)特征、正式制度環(huán)境以及行業(yè)，但仍然可能遺漏某些重要影響因素。如果這些因素既影響企業(yè)區(qū)位選擇或地區(qū)社會信任，又影響企業(yè)績效，那么可能導致回歸結果不可靠。

一方面，本研究基于現(xiàn)有研究采用的方法檢驗遺漏變量誤差的嚴重程度[7，26]。假設有兩個回歸：一個回歸使用少量控制變量，另一個回歸放入所有控制變量。外群體社會信任在上述兩個模型的回歸系數(shù)分別是R和F，內群體社會信任在上述兩個模型的回歸系數(shù)分別是R和F。那么，統(tǒng)計量|F/（R-F）|以及|F/（R-F）|分別反映遺漏變量偏誤有多嚴重才會導致外群體和內群體社會信任對因變量的影響完全是由于遺漏變量偏誤所導致。上述統(tǒng)計量的數(shù)值越大，說明遺漏變量偏誤越不足以改變回歸系數(shù)的估計值，即遺漏變量問題越不嚴重[26]。在本研究中，全模型就是包含所有控制變量的模型，如表3模型（1）。受限模型包括如下三種：

（1）不放入地區(qū)正式制度環(huán)境，但放入其他控制變量;

（2）不放入企業(yè)層面控制變量，但放入其他控制變量;

（3）不放入行業(yè)控制變量，但放入其他控制變量。以上設定方法的回歸系數(shù)和相應的統(tǒng)計量如表5所示。

由表5可知，無論如何設定控制變量，外群體和內群體社會信任的回歸系數(shù)的方向保持一致，影響強度也波動不大。同時，如果外群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響完全由遺漏變量導致，那么遺漏變量的數(shù)量至少是模型中已有變量的2.086倍到87.299倍（平均值為30.948）;如果內群體社會信任對企業(yè)股權集中度的影響完全由遺漏變量導致，那么遺漏變量的數(shù)量至少是模型已有變量的3.348倍到19.798倍（平均值是10.612）?？紤]到本研究已經(jīng)在模型中放入了地區(qū)層面、企業(yè)層面和行業(yè)層面變量，遺漏變量不可能有如此之多。因此，即使存在遺漏變量導致的偏誤，也不至于從根本上改變研究結論。

另一方面，本研究還基于工具變量法估計地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度的影響，以判斷在控制遺漏變量偏誤導致的內生性情況下，地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度是否仍然有顯著影響?；谏鐣湃蜗嚓P研究[27-29]，本文選取地區(qū)方言數(shù)量（LAN）、地區(qū)人均獻血次數(shù)（BLO）和地區(qū)宗教信仰多樣性（REL）作為工具變量[地區(qū)方言數(shù)量（LAN）使用地區(qū)方言片個數(shù)來度量[30]。地區(qū)人均獻血次數(shù)（BLO）使用各地區(qū)年獻血人次除以地區(qū)總人口來度量，使用國家衛(wèi)生健康委員會公布的最接近樣本年份的數(shù)據(jù)來度量（來源：衛(wèi)辦醫(yī)政發(fā)〔2012〕17號）。地區(qū)宗教信仰多樣性數(shù)據(jù)來源于CGSS調查中被調查者對自己的宗教信仰的回答，根據(jù)屬于同一省份的所有被調查者的回答計算赫芬達爾指數(shù)，并使用1減去赫芬達爾指數(shù)度量地區(qū)宗教信仰多樣性（REL）。]。這是因為地區(qū)方言數(shù)量和宗教信仰多樣性會影響地區(qū)生活方式和文化[30]，進而對地區(qū)社會信任的形成和發(fā)展有重要影響[27]。無償獻血能促進社會整合，對地區(qū)社會信任也有重要影響[29]。地區(qū)方言數(shù)量、人均獻血次數(shù)和地區(qū)宗教信仰多樣性都是企業(yè)的外生變量，對企業(yè)股權集中度沒有直接影響。因此，上述變量是合適的工具變量。使用工具變量法的估計結果如表6所示。

由于企業(yè)股權集中度（CR）的取值界于0到100之間，因此使用包含工具變量的Tobit模型進行估計。表6顯示，Stock-Yogo統(tǒng)計量拒絕了工具變量是弱工具變量的原假設，Anderson-Rubin統(tǒng)計量拒絕了工具變量與內生變量不相關的原假設，說明工具變量滿足相關性的要求。由于工具變量的個數(shù)超過內生變量，進一步檢驗工具變量的外生性發(fā)現(xiàn)，Sargan檢驗與Basmann檢驗的P值都高于0.1，表明不能拒絕工具變量是外生的原假設，說明選取的工具變量有較強的外生性。上述檢驗結果充分說明工具變量選取恰當。在使用工具變量估計后，地區(qū)外群體社會信任和內群體社會信任仍然對股權集中度有顯著的負向和正向影響，說明在控制內生性的情況下，仍然能得到一致的研究結論。

2.穩(wěn)健性測試

本研究還進行了如下穩(wěn)健性測試：首先，使用沒有滯后的因變量與自變量重新進行回歸（即股權集中度和社會信任等都使用t期數(shù)據(jù)），發(fā)現(xiàn)能得到一致的研究結論。其次，衡量企業(yè)股權集中度的另一個常用指標是企業(yè)前十大股東持股比例的赫芬達爾指數(shù)，為了檢驗研究結論對因變量不同度量方法的穩(wěn)健性，使用企業(yè)前十大股東持股比例的赫芬達爾指數(shù)作為因變量，可以得到基本一致的研究結論。最后，為了檢驗研究結論對企業(yè)業(yè)績不同度量方法的穩(wěn)健性，還使用總資產(chǎn)收益率（ROA）來度量企業(yè)業(yè)績，并得到一致的研究結論。上述檢驗充分說明研究結論具有較強的穩(wěn)健性。

五、結論與啟示

現(xiàn)有研究側重分析企業(yè)股權結構伴隨的戰(zhàn)略和經(jīng)濟后果，對股權結構的影響因素研究較少，本研究揭示了地區(qū)社會信任對企業(yè)股權集中度的影響機理?；诶碚摲治龊蛯嵶C檢驗發(fā)現(xiàn)，地區(qū)社會信任的確是企業(yè)股權結構的重要影響因素，并且其影響強度與企業(yè)所在地的正式制度環(huán)境以及企業(yè)業(yè)績有關。首先，地區(qū)外群體社會信任對企業(yè)股權集中度有負向影響，地區(qū)內群體社會信任對企業(yè)股權集中度有正向影響，說明中國內群體社會信任程度高和外群體社會信任程度低的社會信任格局是中國企業(yè)高度集中股權結構的重要成因。其次，地區(qū)正式制度越發(fā)達，地區(qū)外群體社會信任對股權集中度的負向影響越弱，說明非正式制度環(huán)境與正式制度環(huán)境對股權結構的影響存在一定的替代效應。最后，企業(yè)業(yè)績越好，地區(qū)外群體和內群體社會信任對股權集中度的影響強度越弱。

上述結論對企業(yè)股權結構決策有如下啟示。首先，由于地區(qū)社會信任是影響企業(yè)股權結構的重要環(huán)境因素，企業(yè)在進行股權結構選擇時要把地區(qū)社會信任納入評估范圍，并根據(jù)地區(qū)社會信任情況優(yōu)化企業(yè)股權結構。在外群體社會信任程度較低或內群體社會信任程度較高的地區(qū)，企業(yè)可以保持較高的股權集中度以降低股東之間的溝通和協(xié)調成本。其次，要根據(jù)地區(qū)正式制度環(huán)境動態(tài)調整社會信任的權重。在正式制度環(huán)境好的地區(qū)，企業(yè)要對外群體社會信任賦予較低的權重，而在正式制度環(huán)境差的地區(qū)，要對外群體社會信任賦予更高的權重。最后，相較于企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)良好的企業(yè)而言，企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)不佳的企業(yè)更應當重視社會信任環(huán)境變動對交易成本的影響，慎重調整股權結構。

研究結論對政府優(yōu)化地區(qū)營商環(huán)境也有重要啟示。現(xiàn)有營商環(huán)境研究和政府實踐都強調要優(yōu)化法律法規(guī)等正式制度環(huán)境，對營商環(huán)境中的非正式制度因素關注較少。本研究表明地區(qū)社會信任是影響企業(yè)股權結構的重要因素，說明政府在優(yōu)化營商環(huán)境時也要改善地區(qū)社會信任環(huán)境。首先，地方政府要想辦法提高地區(qū)外群體社會信任以降低股東之間的溝通與協(xié)調成本，使企業(yè)可以以更低的交易成本分散股權。這不僅有助于企業(yè)低成本地獲取外部資源，而且有助于緩解股權高度集中伴隨的第二類代理問題。其次，在內群體社會信任高的地區(qū)，政府可以通過為不同社會群體提供交流平臺和機會，打破小群體邊界，降低內群體社會信任伴隨的潛在負面影響。最后，由于地區(qū)正式制度環(huán)境對外群體社會信任有替代作用，說明地方政府可以通過改善正式制度環(huán)境來彌補外群體社會信任低對企業(yè)經(jīng)營的不利影響。

本研究還有如下不足：首先，限于篇幅，僅探討了地區(qū)社會信任對股權集中度的影響。地區(qū)非正式制度環(huán)境還包括社會規(guī)范、道德和習俗等重要方面，這些方面對股權結構也可能有重要影響，進一步的研究可以將這些因素納入研究范圍。其次，僅使用中國企業(yè)作為樣本。由于中國企業(yè)股權高度集中，研究結論是否能推廣到其他國家和地區(qū)值得探討。未來研究可以使用其他國家和地區(qū)的數(shù)據(jù)檢驗社會信任對股權結構的影響，以提供一幅社會信任與股權結構的全球研究圖景。

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責任編輯、校對： 鄭雅妮

A Study on the Influence of Regional Social Trust on Corporate Equity Structure

—Empirical Evidence from CGSS and Chinese Listed Firms

SONG Yuanyang1， ZHAO Jiaxin2

（1. School of Business， East China University of Science and Technology， Shanghai 200237， China;

2. School of Business， Sun Yat-sen University， Guangzhou 510275， China）

Abstract： Corporate equity structure is the core arrangement of corporate governance， and it has an important influence on shareholders motivation and behavior to participate in corporate governance. Based on the data of CGSS and Chinese listed firms， this study discusses the influence of regional social trust， an important dimension of regional informal institutional environment， on corporate equity structure. The study finds that： （1） Regional out-group trust has a negative effect on the concentration of corporate equity， while regional in-group trust has a positive effect on the concentration of corporate equity， indicating that the social trust pattern of high in-group trust and low out-group trust is an important cause of the concentrated equity structure of Chinese firms. （2） The regional formal institutional environment substitutes for regional out-group trust： the better the regional formal institutional environment， the weaker the negative influence of out-group trust on the concentration of corporate equity. （3） The better the performance of the firm， the weaker the impact of regional out-group trust and in-group trust on the concentration of corporate equity.

Keywords： social trust; social group; equity structure; equity concentration; corporate governance; institutional environment; corporate performance

收稿日期：2020-10-07。

基金項目：國家自然科學基金項目“東道國社會信任、海外子公司治理結構設計及績效的關系研究”（71772062）。

作者簡介：宋淵洋，男，華東理工大學商學院副教授，研究方向：戰(zhàn)略管理與國際商務;

趙嘉欣，女，通信作者，中山大學管理學院博士研究生，研究方向：戰(zhàn)略管理與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，電子郵箱：zhaojx58@mail2.sysu.edu.cn。