如何安排混合所有制中的股權(quán)比例

于成永 劉旭 丁明明

【摘 要】 混合所有制是國企改革的重要方向，如何安排第一、前五或前十大股東股權(quán)比例是個理論與實踐都有待解決的問題。在現(xiàn)有文獻中，有關(guān)股權(quán)集中與企業(yè)績效變化關(guān)系的理論觀點紛呈，證據(jù)矛盾。在區(qū)分“一股獨生”“大股東共生”生態(tài)基礎(chǔ)上，分析了“股東數(shù)量遞增效應(yīng)”與“持股非均衡效應(yīng)”，提出混合所有制股權(quán)比例安排假設(shè)后，以中國銀行業(yè)為例，文章運用元分析技術(shù)，依據(jù)40篇樣本文獻，提取了148個方程信息，經(jīng)實證檢驗后發(fā)現(xiàn)：一是第一大股東股權(quán)越集中，企業(yè)績效越差;二是前五或前十大股東股權(quán)越集中，企業(yè)績效越好;三是前十大股東股權(quán)集中能夠減弱第一大股東利益侵害;四是前十大股東股權(quán)集中效應(yīng)高于前五大股東股權(quán)集中作用;五是前五大股東股權(quán)內(nèi)部不均衡效應(yīng)相對顯著。文章政策啟示在于，混合所有制改革既應(yīng)重視降低第一大股東持股集中帶來的利益侵害，也應(yīng)著力培育多個大股東，特別是前十大股東力量;同時，應(yīng)注意大股東之間股權(quán)比例分布適度均衡。

【關(guān)鍵詞】 混合所有制; 股權(quán)集中; 企業(yè)績效; 銀行業(yè); 元分析

【中圖分類號】 F276.3 ?【文獻標(biāo)識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2019）16-0143-10

國企改革歷經(jīng)放權(quán)（自主經(jīng)營）、兩權(quán)分離（所有權(quán)、經(jīng)營權(quán)分離，政企分開）、現(xiàn)代企業(yè)制度和股份制，目前已經(jīng)進入混合所有制和分類改革攻堅階段[1]。從微觀角度看，國企混合所有制一般是指企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)除國有成分外，還包括非國有成分?；旌纤兄平?jīng)濟經(jīng)1997年黨的十五大提出，于2013年《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》中得到進一步強調(diào)。與制度背景形成互動，根據(jù)中國知網(wǎng)檢索可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)界對混合所有制關(guān)注可以追溯到1998年，自2014年開始逐步成為研究熱點。一些文獻表明，“混改”對國有企業(yè)創(chuàng)新效率的提升具有促進作用[2，3]。在區(qū)分混合所有制企業(yè)、國企、民企以及外企基礎(chǔ)上研究發(fā)現(xiàn)，混合所有制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力最強[3]。國企在進行混改中，引入非國有資本具有正面影響;不過，企業(yè)控制權(quán)的改革對于國有資本保值增值、提升企業(yè)競爭力的作用更大[4]。一些國外文獻發(fā)現(xiàn)，完全國有或完全私有績效低于混合所有制企業(yè);可見，混合所有制是國有或私有的有效替代[5-8]。

既然混改有利于提升企業(yè)創(chuàng)新能力和績效，那么，在國企進行混改時，不同大股東在持股比例上差異是否重要？一些研究表明，第一大股東與第二大股東既可能存在合謀，也可能存在制衡關(guān)系;甚至在特定條件下，中小股東也能夠獲得公司控制權(quán)[9-10]。從股權(quán)集中與企業(yè)績效變化關(guān)系上看，以新興市場國家為樣本的研究中，雖然單篇文獻之間經(jīng)驗證據(jù)混合，但是元分析得到的整合證據(jù)是兩者之間存在負相關(guān)關(guān)系[11];與此相反，在以亞洲國家為樣本的研究中，元分析得到的整合證據(jù)是兩者之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系[12]。單獨以研究中國企業(yè)為對象的元分析文獻尚未見報道。更為重要的是，包括元分析方法在內(nèi)的現(xiàn)有文獻沒能有效地回答以下問題：在混合所有制下，第一大股東、前幾大股東持股比例與企業(yè)績效變化關(guān)系是否存在顯著差異？如果存在顯著差異，那么前幾大股東持股內(nèi)部結(jié)構(gòu)是否重要？

在理論分析基礎(chǔ)上，本文運用元分析方法，以研究中國銀行業(yè)股權(quán)集中與企業(yè)績效變化關(guān)系的文獻為樣本，檢驗了第一大、前五大以及前十大股東股權(quán)比例與企業(yè)績效關(guān)系假設(shè)。之所以選擇研究中國銀行業(yè)的文獻為樣本，是由于金融業(yè)特殊性。在中國，銀行業(yè)是國有資本集中或相對集中的行業(yè)，歷經(jīng)多年改革，如股份制、引進戰(zhàn)略投資者以及上市，整體上已經(jīng)處于混合所有制階段;進一步改革方向是調(diào)整不同所有制投資者比例以獲取股東治理效應(yīng)[13-15]。

本文的價值在于：一是有助于解決現(xiàn)有文獻在股權(quán)比例與企業(yè)績效關(guān)系上理論紛爭和證據(jù)混合，修正股權(quán)比例與企業(yè)績效關(guān)系理論，發(fā)現(xiàn)了一股獨大的“獨生”生態(tài)是利益侵害成立的條件，而多個大股東“共生”生態(tài)是利益協(xié)同的基礎(chǔ);二是研究了“共生”生態(tài)中大股東數(shù)量遞增效應(yīng)與非均衡效應(yīng)，運用元分析技術(shù)提供了相應(yīng)經(jīng)驗證據(jù);三是一股獨大、多股共生生態(tài)以及數(shù)量遞增效應(yīng)和非均衡效應(yīng)在邏輯上具有遞進性，在利益協(xié)同上具有遞增性，這無疑為混改中股權(quán)比例安排提供了參考。

一、理論分析與假設(shè)

國企進行混改的結(jié)果，必然形成多個性質(zhì)不同的大股東。大股東之間關(guān)系本質(zhì)上在于多方博弈，其內(nèi)部結(jié)構(gòu)非常復(fù)雜[9，16]。現(xiàn)有文獻中有關(guān)股權(quán)集中對企業(yè)績效影響的理論觀點主要有三種：無關(guān)論、協(xié)同論與侵害論。無關(guān)論認為，股權(quán)結(jié)構(gòu)是由股東在追求利潤最大化的過程中內(nèi)生決定的，內(nèi)嵌于潛在的和顯在的企業(yè)特征中;因此，股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)業(yè)績之間沒有顯著性關(guān)系[11]。相比較，有關(guān)股權(quán)比例與企業(yè)績效之間存在正向關(guān)系的利益協(xié)同論以及股權(quán)比例與企業(yè)績效之間存在負向變化關(guān)系的利益侵害論的觀點更為針鋒相對。

在本文看來，利益協(xié)同或利益侵害的基礎(chǔ)在于大股東生態(tài)類型。大股東之間存在兩種生態(tài)環(huán)境：一是一股獨大的“獨生”生態(tài)，其他股東制衡力量有限;二是多個大股東“共生”生態(tài)，是指不同性質(zhì)的大股東之間所形成的密切互利關(guān)系，一類股東為另一類股東提供有利于企業(yè)持續(xù)發(fā)展方面的資源，同時也獲得對方的支持。此外，在大股東共生生態(tài)中，存在著大股東數(shù)量越多，越能獲得利益協(xié)同的“數(shù)量遞增效應(yīng)”以及存在著少數(shù)相對持股高的大股東，這些大股東在決策和監(jiān)督高管上更為積極的“非均衡效應(yīng)”。

（一）獨生生態(tài)與利益侵害

利益侵害論強調(diào)股權(quán)集中度與公司績效呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。本文認為，一股獨大的“獨生”生態(tài)傾向于利益侵害。這一論斷有以下依據(jù)：

一是一股獨大生態(tài)下，沒有能夠發(fā)揮制衡作用的其他大股東，或者其他大股東無力抗衡第一大股東行為。事實上，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|擁有遠高于其他股東的持股量時，其控制權(quán)地位便無人撼動[11]。理論上，大小股東之間代理問題表現(xiàn)在集中的股權(quán)可能增加大小股東之間的利益沖突風(fēng)險，一股獨大可能便于大股東獲取私人利益而犧牲少數(shù)股東利益或產(chǎn)生潛在的低效活動。

二是在一股獨大情境中，其一，第一大股東在管理層任命和績效激勵上話語權(quán)更大，更易于與管理層形成合謀，或者大股東傾向于鞏固自己地位，派遣家庭成員或代表擔(dān)任管理層而非招聘更高素質(zhì)的外部人，這不利于內(nèi)部治理完善;其二，一股獨大的企業(yè)實際控制人權(quán)利不易旁落，這可能阻礙外部治理機制，如高管市場和控制權(quán)競爭市場或者并購市場上接管機制發(fā)揮作用，從而不利于公司治理改善。

三是一股獨大會造成投資風(fēng)險過于集中在單一股東身上，企業(yè)融資約束程度高，這易導(dǎo)致融資成本過高。根據(jù)資本成本假說，一股獨大會增加公司籌資和管理風(fēng)險。由于在一股獨大條件下更有可能發(fā)生大股東侵占，由此導(dǎo)致外部融資困難，遭遇融資約束。因此，一股獨大的公司更多地依賴于大股東的財富或企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)生的現(xiàn)金流為新項目提供資金，或者接受高資本成本籌資。一股獨大也降低了大股東的投資多元化，投資風(fēng)險相對集中。

此外，在國有股權(quán)為第一大股東時，由于所有者虛置以及管理者激勵機制扭曲等問題存在，企業(yè)資源配置和使用極有可能是低效率的。

基于這些理由，可以提出假設(shè)1。

H1：在其他條件不變的情況下，第一大股東持股比例與企業(yè)績效呈現(xiàn)負向變化關(guān)系，即一股獨大會造成利益侵害。

（二）共生生態(tài)與利益協(xié)同

本文認為，存在數(shù)個不同性質(zhì)的大股東的“共生”生態(tài)更有可能形成利益協(xié)同，表現(xiàn)為股權(quán)集中正向影響企業(yè)績效關(guān)系。這是因為：

一是性質(zhì)上迥異的股東之間易形成有效的制衡結(jié)構(gòu)。股東在股權(quán)性質(zhì)上相同時，實現(xiàn)目標(biāo)時面臨的約束條件相近，擁有共同的利益。相反，不同性質(zhì)的股東代表的利益主體不同，可能更傾向于互相監(jiān)督與制衡，這有利于績效提升。在經(jīng)驗證據(jù)上，一些學(xué)者利用案例研究發(fā)現(xiàn)，民營性質(zhì)的第二大股東與國有性質(zhì)的第一大股東博弈，形成利益制衡，有利于公司治理結(jié)構(gòu)改善和企業(yè)績效提升[9]。

二是在有效的制衡和監(jiān)督結(jié)構(gòu)下，不同性質(zhì)的大股東在管理層選聘和考核上具有激勵性和有效性。研究表明，不同性質(zhì)大股東能夠有效地制衡并減少內(nèi)部人侵占，顯著改進股權(quán)激勵契約，抑制高管防御行為[17]。在理論上，混合股權(quán)能夠緩解傳統(tǒng)上股東與管理者之間的代理問題，從而提高企業(yè)績效?；旌瞎蓹?quán)集中不僅是相對于股權(quán)分散，大股東能夠分擔(dān)監(jiān)督成本，有足夠的動力和權(quán)利約束管理層，減少其瀆職和不作為;而且不同性質(zhì)的大股東之間能夠形成相互監(jiān)督與制衡，不易發(fā)生攫取控制權(quán)私利或者隧道挖掘的“合謀”行為，降低代理成本。

三是在現(xiàn)階段公司發(fā)展所需要的資源要素并非完全通過市場競爭來獲取，不同性質(zhì)的股權(quán)可以為公司帶來相應(yīng)的資源。例如當(dāng)非國有資本進入國有企業(yè)后，非國有股東能夠作為國有股東的制衡者，減少國有股東的非效率行為，并為企業(yè)提供不同的資源要素，進而促進公司績效的改善[17]。反之從國企角度看，國企進行混改引入非國有股東，能夠提升影響與控制力，優(yōu)化資源配置[16]。國企進行混改能夠為非國有股東進入國企特定業(yè)務(wù)領(lǐng)域創(chuàng)造機會，有利于資本市場公平與公開[18-19]。

此外，不同于一股獨生生態(tài)會造成企業(yè)融資約束，研究發(fā)現(xiàn)，通過不同性質(zhì)股東之間的利益博弈能夠?qū)崿F(xiàn)企業(yè)資本成本最低[20]。

根據(jù)上述，本文提出假設(shè)2和假設(shè)3。

H2：在其他條件不變下，混合股權(quán)集中與企業(yè)績效呈現(xiàn)正向變化關(guān)系，即混合股權(quán)集中能夠形成利益協(xié)同。

在此基礎(chǔ)上，可以推論，實施混合所有制后，第一大股東持股比降低，其他性質(zhì)的股東持股比例增加，在一股獨大具有利益侵害后果這一假設(shè)下，混合股權(quán)能夠顯著降低第一大股東侵害行為的負面影響，可以認為：

H3：在其他條件不變下，混合股權(quán)集中能夠減弱第一大股東利益侵害。

由于不同性質(zhì)的大股東個數(shù)越多越難形成共謀，越易對一股獨大行為進行有效制衡，因此可預(yù)計，隨著不同性質(zhì)的大股東個數(shù)增加，越有利于降低一股獨大的負面影響。據(jù)此，可以提出假設(shè)4。

H4：在其他條件不變下，隨著大股東個數(shù)增加，混合股權(quán)集中的績效效應(yīng)隨之增加。

從邏輯上看，越平均的持股比重，越易形成相互掣肘，越難以有效地進行重大決策和對管理層進行激勵，從而造成決策延誤，管理層代理成本上升。因此，在不同性質(zhì)的大股東持股結(jié)構(gòu)中，股東內(nèi)部持股比例不均衡效應(yīng)預(yù)計較好。據(jù)此，可以提出假設(shè)5。

H5：在其他條件不變下，混合股權(quán)內(nèi)部分布不均衡對企業(yè)績效具有正向影響。

二、研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

為相對全面反映國內(nèi)研究銀行業(yè)現(xiàn)狀，并構(gòu)建樣本文獻，本文利用中國知網(wǎng)（CNKI）數(shù)據(jù)庫、維普資訊數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫、Google學(xué)術(shù)搜索、百度學(xué)術(shù)搜索等，通過對篇名、主題、摘要和關(guān)鍵詞檢索涉及“股權(quán)集中度”“第一大股東持股”“股權(quán)結(jié)構(gòu)”“所有權(quán)”“銀行績效”等詞匯的文獻。

考慮到民營銀行獲批始于2014年，學(xué)術(shù)期刊發(fā)表滯后，為了避免混入全民營銀行數(shù)據(jù)，本文樣本文獻檢索截至2014年12月31日。同時，利用萬得數(shù)據(jù)庫，對本文樣本文獻中數(shù)據(jù)對應(yīng)年份的前十大股東性質(zhì)進行分析，也驗證了銀行業(yè)整體上已處于混合所有制階段的判斷。

在此基礎(chǔ)上，通過以下標(biāo)準(zhǔn)進行手工篩選：（1）僅選取公開發(fā)表在學(xué)術(shù)期刊上論文;（2）僅保留研究銀行業(yè)的實證文獻;（3）刪除缺少元分析所需基本數(shù)據(jù)的文獻;（4）鑒于現(xiàn)有支持股權(quán)集中與企業(yè)績效存在非線性關(guān)系文獻篇數(shù)較少，無法提供足夠數(shù)據(jù)進行元分析且非線性關(guān)系非本文關(guān)注點，因此，刪除股權(quán)與企業(yè)績效關(guān)系呈現(xiàn)曲線關(guān)系的文獻。經(jīng)過上述篩選，最終得到40篇樣本文獻，具體見附表1。

從附表1中可看出，以中國銀行業(yè)為樣本的實證研究文獻結(jié)論迥異。支持負向關(guān)系的有11篇，如祝繼高等（2012）和譚興民等（2010）基于第一大股東持股比與企業(yè)績效關(guān)系的研究;支持正向關(guān)系為9篇，如何婧（2014）、趙尚梅等（2012）基于前十大股東持股比與企業(yè)績效的研究以及楊德勇（2007）等基于前五大、前十大股東持股比與企業(yè)績效關(guān)系研究;不顯著12篇，如傅勇等（2011）基于前十大股東持股比與企業(yè)績效關(guān)系研究以及高正平（2010）等基于前五大股東赫芬德爾指數(shù)與企業(yè)績效關(guān)系的研究等?？梢钥闯觯瑹o論股權(quán)集中度用什么指標(biāo)測量，均存在負向、正向、不顯著等多種類型證據(jù)。這些混合證據(jù)類似于國外發(fā)現(xiàn)[11]。

根據(jù)樣本文獻中股權(quán)比均值，本文進一步分析了其統(tǒng)計特征（表1）。以樣本文獻觀察值為權(quán)重，第一大股東持股比均值為0.22，最低0.020，最高為0.742;前五大股東持股比的均值為0.544，最低0.307，最高0.673;以赫芬德爾指數(shù)計算的前五大股東持股比均值為0.391，最低0.020，最高0.742;前十大股東持股比均值0.581，最低為0.082，最高為0.706。

通過股權(quán)集中度與企業(yè)績效關(guān)系效應(yīng)值漏斗圖（見圖1）分析，本文分析涉及的效應(yīng)值基本落在-10與10之間，而其標(biāo)準(zhǔn)誤絕大部分低于0.3，沒有效應(yīng)值的標(biāo)準(zhǔn)誤高于0.4。這與Pursey et al.、Kun Wang與Greg Shailer（2015）數(shù)據(jù)分析分布類似[11]。

（二）變量設(shè)計

1.被解釋變量

樣本文獻中股權(quán)集中度與企業(yè)績效關(guān)系的偏相關(guān)系數(shù)與其標(biāo)準(zhǔn)誤的商，即t統(tǒng)計量為本文被解釋變量，按照元分析一般習(xí)慣，稱之為效應(yīng)值。表2顯示，效應(yīng)值簡單平均數(shù)為-0.097，極大值為9.562，極小值為-22.966。

2.解釋變量

考慮股權(quán)集中度測量差異，本文分別以樣本文獻的股權(quán)集中與企業(yè)績效關(guān)系方程中是否采用第一股東比重（CR1_indep）、前五股東比重（CR5_indep）、前十股東比重（CR10_indep）以及前五股東持股比平方和（HI5_indep）為解釋變量;其中，與CR5_indep相比較，HI5_indep由于是選用前五大股東持股比平方和，在同樣水平的CR5_indep下，前五大股東持股越不均衡，HI5_indep越大，因而HI5_indep體現(xiàn)了前五大股東持股不均衡情形。如表2所示，在這些指標(biāo)中，第一大股東、前五大股東或前十大股東比重選用程度高，分別占48%、23.6%以及19.6%，而前五大股東持股平方和指標(biāo)選用相對較低，為8.8%。

3.控制變量

控制變量包括樣本文獻的股權(quán)集中與企業(yè)績效關(guān)系方程中企業(yè)績效測量、樣本數(shù)據(jù)特征、估計方法、估計精度以及出版物地位等，具體統(tǒng)計特征見表2所示。可以看出，在企業(yè)績效測量指標(biāo)選用上，總資產(chǎn)利潤率（ROAdep）最多，占32.4%;排在第二位的是凈資產(chǎn)收益率（ROEdep），占28.4%。在樣本數(shù)據(jù)來源上，上市公司數(shù)據(jù)（Listed）大致占45.9%。從樣本數(shù)據(jù)時間區(qū)間中值（Middletime）看，具有13年長度（2000—2012年）;大致有58.8%的方程含有董事會特征變量Boardvar，64.2%的方程含有企業(yè)規(guī)模變量（Sizeofbank）。

（三）模型設(shè)計

本文中股權(quán)集中度與企業(yè)績效關(guān)系效應(yīng)值來自樣本文獻股權(quán)集中與企業(yè)績效關(guān)系方程中股權(quán)集中變量的系數(shù)ti，j統(tǒng)計量，它也等于股權(quán)集中與企業(yè)績效之間偏相關(guān)系數(shù)pcci，j與其標(biāo)準(zhǔn)誤se（pcci，j）的商。ti，j表示來自第j個來源文獻的第i個效應(yīng)值。

借鑒現(xiàn)有研究，構(gòu)建隨機效應(yīng)均值模型，即Hedges-Vevea模型來檢驗利益侵害與利益協(xié)同假設(shè)：

此處，誤差項被分解成兩部分：一是文獻水平上隨機項（study-level random effects），即ζj;二是估計水平上干擾項（estimate-level disturbances），即εi，j。

如前述，在樣本文獻中，研究設(shè)計上差異具體表現(xiàn)在企業(yè)績效測量、股權(quán)集中度測量、估計方法、數(shù)據(jù)特征等多個方面。借鑒Petra Valickova等研究，本文引入以下混合多水平元回歸模型（Mixed-level metaregression）來檢驗股東數(shù)量遞增效應(yīng)與非均衡效應(yīng)[21，22]：

此處，Xi，j=（x1，i，j，…，xp，i，j）是p個解釋變量與控制變量的向量，這些變量指表2中企業(yè)績效測量、股權(quán)集中度測量、估計方法、數(shù)據(jù)特征等方面變量。β=（β1，…，βp）是模型2回歸方程系數(shù)向量。1/se（pcci，j）是偏相關(guān)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤的倒數(shù)，表示估計精度。

運用混合多水平元回歸分析方法對模型2進行估計，以規(guī)避樣本文獻內(nèi)和樣本文獻之間異質(zhì)性導(dǎo)致的偏差以及可能的內(nèi)生性等問題。此外，運用聚合標(biāo)準(zhǔn)誤Robust線性回歸和一般到特殊回歸（General to Special）技術(shù)進行了相應(yīng)假設(shè)的穩(wěn)健檢驗[22]。

三、實證分析

（一）利益侵害與利益協(xié)同假設(shè)檢驗

運用模型1，采用REML檢驗方法，得到不同測量指標(biāo)下股權(quán)集中度與企業(yè)績效關(guān)系效應(yīng)值，如表3所示。數(shù)據(jù)表明，第一大股東持股比（CR1_indep）效應(yīng)值為-0.867，在10%水平顯著，這支持了H1，即一股獨大均有利益侵害效應(yīng);前五大股東持股比（CR5_indep）對應(yīng)的效應(yīng)值為-0.411，不具統(tǒng)計顯著性;前五大股東持股比平方和（HI5_indep）對應(yīng)的效應(yīng)值為2.124，在5%水平上顯著，前十大股東持股比（CR10_indep）效應(yīng)值1.170，在1%水平上顯著，這支持了H2，即混合股權(quán)具有利益協(xié)同效應(yīng)。顯然，此處股權(quán)集中與企業(yè)績效關(guān)系方向的證據(jù)中，第一大股東持股比與企業(yè)績效負向關(guān)聯(lián)的證據(jù)支持Kun Wang與Greg Shailer（2015）的股權(quán)集中與企業(yè)績效負向關(guān)系的發(fā)現(xiàn)[11];而前五或前十大股東持股比與企業(yè)績效正向關(guān)系證據(jù)和Pursey et al.[12]發(fā)現(xiàn)的股權(quán)集中與企業(yè)績效正向關(guān)系的證據(jù)一致。

（二）數(shù)量遞增與非均衡效應(yīng)假設(shè)檢驗

采用模型2，用REML方法估計混合效應(yīng)方程，得到表4數(shù)據(jù)。在方程1中，前五大股東持股比（CR5_indep）系數(shù)為0.172，t值為1.60，接近10%邊際顯著性，同時，在一般到特殊方程中，即方程2中，前五大股東持股比（CR5_indep）系數(shù)為0.217，t值為2.21，達到了5%顯著性水平，這說明前五大股東持股比效應(yīng)值顯著高于第一大股東持股比與企業(yè)績效關(guān)系，這支持了H3。

從表4方程1看，前十大股東持股比（CR10_indep）系數(shù)為0.360，t值為3.43，達到了1%水平上顯著;從表4方程2看，在一般到特殊方程中系數(shù)為0.42，t值為4.64，也達到了1%水平上顯著。這些證據(jù)表明，前十大股東持股比效應(yīng)值顯著高于第一大股東持股比效應(yīng)值，這也支持了H3。

利用估計后檢驗，在方程1中，對β1（CR5_indep）<β2（CR10_indep）關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)值為1.88，接近10%水平上顯著;在一般到特殊方程中，即方程2中，對β1（CR5_indep）<β2（CR10_indep）關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，卡方值為2.66，在10%水平上顯著。這些證據(jù)支持了H4，即前十大股東股權(quán)集中減弱第一大股東利益侵害程度高于前五大股東股權(quán)集中作用。

進一步檢驗股東持股均衡集中效應(yīng)，表4表明，利用估計后檢驗，在方程1中，對β1（CR5_indep）<β3（HI5_indep）關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)值為6.17，在1%水平上顯著;在一般到特殊方程中即方程2，對β1（CR5_indep）<β3（HI5_indep）關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，卡方值為7.07，在1%水平上顯著。這些證據(jù)支持了H5，即前五大股東股權(quán)內(nèi)部分布不均衡減弱第一大股東利益侵害程度相對顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

一是對模型2采用線性回歸聚合標(biāo)準(zhǔn)誤Robust檢驗方法得到表5證據(jù)。表5與表4主要差異在于對β1（CR5_indep）<β2（CR10_indep）關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)值為1.05，沒有顯著性，僅在一般到特殊技術(shù)中，即方程4中發(fā)現(xiàn)F值為2.82，在5%水平上顯著。

二是為了防止樣本文獻本身質(zhì)量影響，進一步剔除了非CSSCI期刊樣本文獻，運用混合效應(yīng)模型進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)上述主要結(jié)論沒有發(fā)生根本變化，如表6所示，其中，方程5為CSSCI樣本文獻檢驗結(jié)果，方程6為CSSCI樣本文獻且對連續(xù)變量進行5%縮尾后檢驗結(jié)果。

三是在CSSCI樣本文獻基礎(chǔ)上，運用聚合標(biāo)準(zhǔn)誤線性回歸Robust檢驗（附表2）發(fā)現(xiàn)，方程7為CSSCI樣本文獻檢驗結(jié)果，方程8為CSSCI樣本文獻且對連續(xù)變量數(shù)值進行5%縮尾后檢驗結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，方程也提供了支持本文主要假設(shè)的證據(jù)。

四是采用鎖定解釋變量逐步回歸方法，分別對全樣本、CSSCI來源文獻樣本進行了穩(wěn)健回歸檢驗，發(fā)現(xiàn)結(jié)果與前文沒有明顯差異。

四、結(jié)論與啟示

（一）基本結(jié)論

通過上文研究，可以認為，在理論上，存在一股獨大“獨生”生態(tài)、混合股權(quán)的“共生”生態(tài)以及共生態(tài)中股東數(shù)量遞增效應(yīng)、股東持股非均衡效應(yīng)。實證檢驗發(fā)現(xiàn)：（1）“一股獨大”生態(tài)中存在利益侵害;（2）“大股東共生”生態(tài)中存在利益協(xié)同;（3）大股東個數(shù)越多，減少利益侵害程度越顯著;（4）大股東非均衡共生時減少利益侵害程度越顯著。

作為結(jié)論可拓展解釋的是，本文提出了利益侵害與利益協(xié)同存在于不同的股東生態(tài)環(huán)境，且這一論點能夠得到元證據(jù)支持，這不但直接解決了現(xiàn)有文獻存在利益協(xié)同與利益侵害理論觀點針鋒相對、經(jīng)驗證據(jù)混合現(xiàn)象，而且也檢驗了混合所有制中大股東持股比例安排假設(shè)。

（二）研究啟示

本文證據(jù)具有遞進關(guān)系，即“一股獨大”存在利益侵害，應(yīng)鼓勵“大股東共生”;特別是，既要鼓勵大股東數(shù)量增長，也應(yīng)避免大股東之間股權(quán)均衡化，以防相互掣肘，導(dǎo)致決策效率下降。

據(jù)此，在微觀企業(yè)層面上，本文價值在于對混合所有制改革中股權(quán)比例安排提供以下參考：一是降低第一大股東持股比例，以避免一股獨大帶來的利益侵害;二是增加前五大，特別是前十大股東持股比例，以提升利益協(xié)同程度;三是在大股東持股比例分布中，避免平均化，以提升決策效率。

【參考文獻】

[1] 于成永.制度質(zhì)量與企業(yè)并購悖論關(guān)系研究[M].上海：上海交通大學(xué)出版社，2016：2-4.

[2] 趙放，劉雅君.混合所有制改革對國有企業(yè)創(chuàng)新效率影響的政策效果分析——基于雙重差分法的實證研究[J].山東大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2016（6）：67-73.

[3] 吳延兵.不同所有制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力考察[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2014（2）：53-64.

[4] 武常岐，張林.國企改革中的所有權(quán)和控制權(quán)及企業(yè)績效[J].北京大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2014（5）：149-156.

[5] BUTLER F C，et al.Examining the effects of acquired Top management team turnover on firm performance post-acquisition：a meta-analysis[J].Journal of Managerial Issues，2012，（1）：47-60.

[6] KATO，KAZUHIKO.Optimal degree of privatization and the environmental problem[J].Journal of Economics，2012（2）：165-180.

[7] MONTEDURO，F(xiàn)ABIO.Public Private versus public ownership and economic performance：evidence from italian local utilities[J].Journal of Management & Governance，2012（1）：29-49.

[8] TATAHI，MOTASAM.Enterprise performance，privatization and the role of ownership in finland[J].Journal of Economics and Behavioral Studies，2013（3）：122-135.

[9] 郝云宏，汪茜.混合所有制企業(yè)股權(quán)制衡機制研究——基于“鄂武商控制權(quán)之爭”的案例解析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2015 （3）：48-60.

[10] 鄭國堅，蔡貴龍，盧昕.“深康佳”中小股東維權(quán)：“庶民的勝利”抑或“百日維新”？[J].管理世界，2016 （12）：145-158.

[11] WANG K，SHAILER G.Ownership concentration and firm performance in emerging markets：a meta-analysis[J].Journal of Economic Surveys，2015，29（2）：199-229.

[12] Heugens，et al.Meta-analyzing ownership concentration and firm performance in asia：towards a more fine-grained understanding[J]. Asia Pacific Journal of Management，2009，

26（3）：481-512.

[13] 劉兵勇，我國商業(yè)銀行產(chǎn)權(quán)、股權(quán)與混合所有制改革[J].江西社會科學(xué)，2016（6）：52-60.

[14] 王曙光，楊敏，徐余江.制度勢能的實現(xiàn)機制及績效：金融業(yè)混合所有制構(gòu)建與戰(zhàn)略投資者引入[J].社會科學(xué)戰(zhàn)線，2017（1）：33-42.

[15] 張樂，韓立巖.混合所有制對中國上市銀行不良貸款率的影響研究[J].國際金融研究，2016（7）：50-61.

[16] 馬連福，王麗麗，張琦.混合所有制的優(yōu)序選擇：市場的邏輯[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2015（7）：5-20.

[17] 楊志強，石水平，石本仁，等.混合所有制、股權(quán)激勵與融資決策中的防御行為——基于動態(tài)權(quán)衡理論的證據(jù)[J].財經(jīng)研究，2016（8）：108-120.

[18] 鄭志剛.國企公司治理與混合所有制改革的邏輯和路徑[J].證券市場導(dǎo)報，2015（6）：4-12.

[19] 李東升，杜恒波，唐文龍.國有企業(yè)混合所有制改革中的利益機制重構(gòu)[J].經(jīng)濟學(xué)家，2015（9）：33-39.

[20] 汪平，鄒穎，蘭京.異質(zhì)股東的資本成本差異研究——兼論混合所有制改革的財務(wù)基礎(chǔ)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2015（9）：129-144.

[21] VALICKOVA P，HAVRANEK T，HORVATH R.Financial Development and economic growth：a meta-

analysis.[J].Journal of Economic Surveys，2015，29（3）：506-526.

[22] 于成永.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系方向與結(jié)構(gòu)差異——源自全球銀行與股市的元分析證據(jù)[J].南開經(jīng)濟研究，2016（1）：33-57.