股權(quán)結(jié)構(gòu)與中小股東保護(hù)關(guān)系的實(shí)證研究

趙嫚

一、引言

我國公司屬于典型的“一股獨(dú)大”式的股權(quán)結(jié)構(gòu)，控股股東侵害中小股東利益的行為司空見慣，而我國保護(hù)投資者利益的相關(guān)法律不健全，更使得控股股東的侵害行為無法得到很好的抑制。在我國，中小股東保護(hù)問題是公司治理的核心問題，同時(shí)也是公司法、證券法等相關(guān)法律需要密切關(guān)注和解決的問題。

John Cubbin和Dennis Leech（1983）基于概率投票模型的控制度法,在控制權(quán)研究領(lǐng)域開創(chuàng)了一個(gè)新的視角，在整個(gè)公司治理研究方面也起著舉足輕重的作用。隨后，國內(nèi)外學(xué)者對該模型進(jìn)行了廣泛研究及應(yīng)用。本文試圖將此模型作為基礎(chǔ)，分析股權(quán)結(jié)構(gòu)與控制權(quán)的關(guān)系，進(jìn)而分析股權(quán)結(jié)構(gòu)對中小股東保護(hù)的影響。

二、理論分析和假設(shè)提出

John Cubbin和Dennis Leech（1983）給出的控制度定義為：概率投票模型假設(shè)下，確?？毓晒蓶|實(shí)現(xiàn)絕對支持的概率。在此記最大股東的控制度為α，于是：

，將

帶入上式，由于w1≥w2，因此，當(dāng)其他股東的股權(quán)越集中α值越小，其他股東的股權(quán)越分散α 值越大?？梢酝贫ǎ鹤畲蠊蓶|的控制度與其他股東的股權(quán)集中度負(fù)相關(guān)。又因?yàn)樽畲蠊蓶|的控制度與中小股東保護(hù)負(fù)相關(guān),從而中小股東保護(hù)與其他股東的持股集中度正相關(guān)。

在現(xiàn)有的文獻(xiàn)中，控制權(quán)多指實(shí)際控制人的控制權(quán)，國泰安數(shù)據(jù)庫給出的也是按照La Porta等人(1999)所提出的方法計(jì)算得出的實(shí)際控制人的控制權(quán)比例?？梢哉J(rèn)為將最大股東控制度替換為實(shí)際控制人的控制權(quán)比例，上述結(jié)論同樣具有合理性。另外，實(shí)證研究中用其他前十大股東的持股比例之和代表其他股東的持股集中度，因此，本文提出假設(shè)：其他條件一定的情況下，其他前十大股東的持股比例之和與小股東保護(hù)正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010年滬、深兩個(gè)交易所主板市場上1365家上市公司全部A股作為研究樣本，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了以下剔除：1.剔除148家被ST的公司；2.剔除34家金融保險(xiǎn)類公司；3.剔除6家無控制股權(quán)公司；4.剔除13家兩個(gè)或以上實(shí)際控制人的公司；5.剔除50家數(shù)據(jù)缺失的公司；6.剔除13家控制權(quán)小于10%的公司（通常認(rèn)可的最終控股股東的控制權(quán)標(biāo)準(zhǔn)是10%以上），最后得到的有效樣本為1101家。樣本數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，并在此基礎(chǔ)上對照上市公司年報(bào)在前十大股東出股比例基礎(chǔ)上剔除了實(shí)際控制人及其一致行動(dòng)人的持股比例，得到實(shí)證研究所需的其他前十大股東持股比例之和。

（二）指標(biāo)選取

其中， M＇表示出席會(huì)議的股東所持表決權(quán)的投票結(jié)果占出席會(huì)議的股東所持表決權(quán)票數(shù)的比例， m表示某一預(yù)先設(shè)定比例， Pi表示股東i的持股比例， P0表示最大股東的持股比例， N表示全部股東數(shù)量， N1表示除最大股東外的大股東數(shù)量， w1表示除最大股東外的大股東出席股東大會(huì)的概率， w2表示小股東出席股東大會(huì)的概率， ω 表示某股東參加投票的概率。

四、統(tǒng)計(jì)結(jié)果與分析

（一）樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用spss17.0統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。表1描述了樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

觀察表1，可以看出我國上市公司實(shí)際控制人的控制權(quán)比例較大，平均值為38.66%，說明我國上市公司的平均情況是“一股獨(dú)大”，實(shí)際控制人牢牢控制著上市公司。

此外，根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，protect取值為5的公司為153家，占樣本總量的13.90%；取值為4的公司為174家，占樣本總量的15.80%；取值為3的公司為412家，占樣本總量的37.42%；取值為2的公司為248家，占樣本總量的22.52%；取值為1的公司為114家，占樣本總量的10.36%?？梢?，我國中小股東保護(hù)情況還較差，公司法、證券法還應(yīng)該加強(qiáng)中小股東保護(hù)方面的立法，從而增強(qiáng)資本市場的吸引力。

（二）相關(guān)性分析

為了驗(yàn)證變量之間的相關(guān)關(guān)系，本文應(yīng)用spss17.0軟件對相關(guān)變量進(jìn)行了相關(guān)性分析。表2描述了本文所選取的變量之間的相關(guān)系數(shù)。

表2變量之間的相關(guān)性系數(shù)表

注：○1**表示在0.01水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)，*表示在0.05水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)，括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示顯著性概率。

觀察表2，可以看出，中小股東保護(hù)變量與實(shí)際控制人股份流通性因素、前十大股東持股比例之和在0.01水平（雙側(cè)）上顯著正相關(guān)，與實(shí)際控制人所有權(quán)比例、公司規(guī)模在0.01水平（雙側(cè)）上顯著負(fù)相關(guān)。本文所提假設(shè)得到驗(yàn)證。

關(guān)于表征中小股東保護(hù)的指標(biāo)，本文參考了張人驥、劉春江（2005）研究中的方法，并進(jìn)行了微小修改。當(dāng)實(shí)際控制人的持股比例大于或等于50%時(shí)，實(shí)際控制人絕對持股比例因素取1，當(dāng)實(shí)際控制人的持股比例大于20%，小于50%時(shí)該因素取2，當(dāng)實(shí)際控制人的持股比例小于20%時(shí)該因素取3；當(dāng)實(shí)際控制人的持股比例大于或等于其他前十大股東的持股比例之和時(shí)，實(shí)際控制人相對持股比例因素取0，否則取1；當(dāng)實(shí)際控制人的股份性質(zhì)為國有，實(shí)際控制人股份性質(zhì)因素取0，否則取1。

（三）回歸分析

由于相關(guān)性分析在分析兩個(gè)變量之間的相關(guān)性時(shí)未考慮其他變量的影響，分析結(jié)果具有一定的局限性，本文采用多元線性回歸中的逐步回歸方法對中小股東保護(hù)變量進(jìn)行了多元線性回歸分析。為了驗(yàn)證所提出的假設(shè)，設(shè)計(jì)以下模型：Protect=α+β1Conper+β2Shacon+β3Circulate+β4Size+ε

表3描述了中小股東保護(hù)變量的回歸結(jié)果

觀察表3，首先該模型調(diào)整的R2值較大，并且Sig.值為0.000，因此該模型的總體回歸效果是顯著的。另外，最后一列共線性容差均較大（大于20%），從而很好地降低了自變量之間的多重共線性問題，該模型有很好的解釋效果。

進(jìn)一步觀察，β2β3為正，β1β4為負(fù)，說明中小股東保護(hù)與其他前十大股東的持股比例之和、實(shí)際控制人股份流通性因素正相關(guān)，與實(shí)際控制人控制權(quán)比例、公司規(guī)模負(fù)相關(guān)，假設(shè)得到驗(yàn)證。各自變量的顯著性概率均小于0.05，因此自變量在0.05的顯著性水平上能夠很好地解釋因變量。

五、結(jié)論

本文通過對2010年我國滬深A(yù)股主板市場的上市公司進(jìn)行實(shí)證分析得出結(jié)論：其他條件一定的情況下，其他前十大股東的持股比例之和與小股東保護(hù)正相關(guān)。對其他股東而言，為削弱實(shí)際控制人的控制權(quán)，加強(qiáng)對其自身權(quán)益的保護(hù)，可以增加其股權(quán)集中度，可以考慮的手段之一就是股權(quán)制衡。此外，作為國家為保護(hù)中小股東權(quán)益，增強(qiáng)資本市場的吸引力，可以調(diào)整相關(guān)政策，比如削弱上市公司實(shí)際控制人對上市公司的絕對控制權(quán)，加強(qiáng)股票市場的流通性，等等。

（作者單位：山西大學(xué)管理學(xué)院）