地区腐败与股权控制：来自民营上市公司的证据

柳 春，王新霞

(1.西安交通大学 金禾经济研究中心，陕西 西安 710049；2.西安外国语大学 经济金融学院，陕西 西安 710128)

一、引 言

全世界范围内，只有英美等国家的企业股权较为分散，其他多数国家的企业股权较为集中，普遍存在终极控制人，且终极控制人通过类别投票、交叉持股、金字塔结构等方式分离控制权和所有权[1]。大量研究两权分离的文献主要考察终极控制人对目标公司的损害或提升效应，并从“掏空”角度或 “支持”角度给出相应的解释[2-4]。然而，无论“掏空”还是“支持”都是终极控制人股权控制的结果，并非股权控制的原因。终极控制人为何要对企业进行股权控制，甚至“发明”类别投票、交叉持股、金字塔结构等方式？厘清这一问题对于理解终极控制人的行为逻辑非常重要，简单从表象出发探讨终极控制人可能的经济影响并不全面。关于终极控制人为何要对企业进行股权控制，现有研究从理论和经验的角度提供了一些解释。Demsetz等认为企业控制权具有明显的“欣慰潜力”(Amenity Potential)[5]，即给终极控制人带来一切与经营控制企业相关的潜在欣慰。Burkart等则将企业控制权集中归因于法律保护不到位及契约执行不力，掌握控制权有助于遏制经理人对股东的利益侵害[6]。李增泉等从区域市场化和金融发展深度入手分析了民营企业集团终极控制股东如何安排金字塔结构[7]；而何轩等发现家族意图[注]家族意图(Family Intention)是对家族愿景(Vision)的追求，是企业家个体主观的情感和价值观。对家族企业股权配置有显著的影响作用，企业家的中庸理性在此关系中起着显著调节作用[8]。

公司治理结构是企业适应外部制度环境的内生性反应[1]，腐败作为制度环境的重要维度，其对公司治理的影响是值得研究的重要课题。腐败在世界范围内普遍存在，世界银行调查数据显示全球近20%的企业不止一次被政府官员暗示对其行贿[注]世界银行企业分析部门整理汇总了2005—2014年135个国家13万家企业的调查数据。。通常情况下，在获取经营许可、进口许可、建造许可、政府订单或其他政府活动中企业会遭遇政府腐败或官员腐败。在腐败环境下政府行为异化，不再是纯粹的“守夜人”。Stulz立足经济转型国家的制度特征，指出公司全部投资者共同受到政府侵占或帮助的影响，控制性股东可能会采取行动应对侵占风险或争取帮助机会[9]。那么，政府腐败是终极控制人对企业进行股权控制的影响因素吗？回答该问题对于理解终极控制人如何控制企业及其行为逻辑具有重要的理论价值和现实意义。

中国民营企业的发展经验为研究腐败环境与终极控制人股权控制问题提供了极为合适的情境。一方面，腐败问题在中国受到越来越广泛的关注。由于中国各地区制度发育和建设程度并不一致，腐败程度呈现出明显的地区差异，便于我们实证检验在不同程度的腐败环境中终极控制人的股权控制行为是否存在不同。另一方面，中国民营企业普遍存在终极控制人，且多被置入金字塔结构中，因此研究民营企业股权控制的影响因素显得尤为重要。

遵循交易成本经济学理论，我们认为无论是应对政府侵害还是争取政府优待，企业和政府之间所进行的该类活动可以理解为关系型投资，是特殊的交易行为，因此需要特殊的治理机制与之相匹配。本文以中国民营企业为研究对象，剖析股权配置与上述关系型投资的匹配关系，进而挖掘地区腐败对民营企业终极控制人股权控制的影响。利用中国省际层面腐败数据进行实证分析，结果显示，虽然终极控制人的控制权不因腐败程度的地区差异而显著变化，但其所有权随腐败加剧而显著降低，进而导致两权分离程度随腐败加剧而显著增加。在添加一系列企业层面控制变量以及采用工具变量回归方法之后，本文结果依然稳健。

较之研究制度与公司治理的已有文献，本文阐明掌握公司控制权是终极控制人为便于开展关系型投资的理性选择，并发现区域腐败及其滋生的政府行为异化对民营企业股权结构有显著影响，对于理解民营企业股权配置的成因提供了地区腐败的新视角。其次，本文对于腐败研究提供了两个方面的重要补充：第一，已有文献要么认为腐败是“润滑剂”，有助于企业规避无效率的政府管制，提高经济效率；要么认为腐败是“沙子”，扭曲企业资源配置，阻碍经济增长，而本文提供了地区腐败如何影响企业股权配置的经验证据。第二，利用中国省际层面腐败数据进行实证分析，一方面避免了跨国腐败数据可能缺乏可比性的缺陷，另一方面缓解了实证过程中遗漏重要潜在变量(如文化因素等)的问题，此外本文利用工具变量回归方法进一步解决了可能存在的内生性问题。

二、制度背景与假说提出

在中国渐进式改革和经济转型过程中，数以万计的民营企业迅速涌现。在很大程度上，中国经济改革的成功得益于民营经济部门的大力发展。与东欧经济改革过程中绝大多数民营企业由原国有企业“变身”而来不同，中国民营企业很多是企业家白手起家创立并发展起来的，企业家大多保留了对企业的控制权[10]。

较之社会经济的飞速发展，中国制度建设的步伐有些迟缓。市场支持性制度的不完善导致地方政府及政府官员腐败时有发生。一方面，地方政府仍然主导许多关键行政/经济资源的配置(如市场准入、土地使用权审批、能源/电力以及水资源价格制定、金融资本获取等)，而且资源分配往往是不透明且缺乏司法监督的，加之经济收入管制的约束，政府官员有激励凭借手中权力从事寻租活动。另一方面，民营企业面临所有制歧视。较之国有企业，民营企业在获取政府资源过程中处于劣势地位，而且时常面临繁琐的政府管制和繁重的税费负担。因此，民营企业不得不将处理政府关系作为一项重要任务，力求在应对政府事宜的过程中获得政治倾斜或好处。聂辉华等指出腐败客观上为民营企业绕开一些无效率的政府管制提供了便利[11]。

根据交易成本经济学理论，我们认为无论是应对政府侵害还是争取政府优待，企业和政府之间所进行的该类活动可以理解为关系型投资[12]，是典型的交易行为，带有特定的交易属性。第一，资产专用性。民营企业开展关系型投资往往借助复杂的政治网络。企业终极控制人或高管人员通过参与人大、政协来获取政治身份，为与政府官员频繁接触创造机会。一旦政治身份终止，政治网络随之瓦解(无论政府还是企业都存在典型的“人走茶凉”现象)，构建政治网络的专用性投资很可能付诸东流。第二，不确定性。政府官员的“寻租”行为往往是不合理甚至违法的，中央政府和地方政府会不时地查处腐败行为。随着经济改革逐步深化，地方政府的经济干预不断弱化，政府官员的“寻租”空间被压缩。例如反腐、放权等外部因素会对民营企业进行关系型投资的收益带来重大冲击。因此，民营企业进行关系型投资可能并不能获得预期的收益，是不确定的。第三，交易频繁。与政府友好关系的建立可能是一时的，但维护是一个长期工程。民营企业的关系型投资必须持续、不间断地进行。若投资终止，不仅前期投资可能化为乌有，而且有可能招致更大的政府侵害风险。综合上述分析，本文推断，民营企业有激励设置特殊的治理机制，以便与此类关系型投资的顺利开展相匹配。

股权结构是公司控制权配置的核心要素，其他控制手段(如预算和资源分配权、关键职位任命权)仅仅是股权控制的衍生物。本文认为在一定程度上，终极控制人对民营企业进行股权控制内生于最小化关系型投资交易成本的需求。首先，股权控制可以大大降低关系型投资消息泄露的风险。无论是政府官员还是民营企业家都倾向于保持寻租活动的隐秘性。若股权较分散，企业决策需要频繁传递或共享信息，如此便会增加曝光风险；若股权较集中，终极控制人拥有排他性的决策权，则减少了决策者间的信息传递需求。第二，股权集中大大增加了股权持有人的利益同质性，降低了关系型投资的集体行动成本。利益目标相同的决策者能够更加有效地游说政府，从某种程度上讲，终极控制人掌握决策权是便于高效开展关系型投资的最优控制权结构。第三，控制权集中能够保证关系型投资收益被终极控制人所“独享”，而不会被其他决策参与者稀释。与政府建立友好关系可以帮助民营企业突破各种管制和进入壁垒，获得成本较低的银行贷款或政府补贴等。控制权集中在一定程度上可以避免“搭便车”行为。

基于上述分析，本文认为地区腐败程度越严重，民营企业开展关系型投资的需求越高，越有必要设计一套与之相匹配的控制权结构。给定股东投票权严格遵守“一股一票”原则，持股份额是掌握控制权大小的关键性决定因素。然而，中国民营企业的终极控制人通过一致行动、交叉持股、金字塔结构等方式，凭借少量资金获得较大控制权，特别是在多层金字塔结构中。更为重要的是，终极控制人是经济理性的，为最大程度地规避政府侵害风险，在不影响控制权的前提下，终极控制人更倾向于降低股权持有份额。与此同时，借助一致行动、交叉持股、金字塔结构等手段，终极控制人持有的控制权将会超过所有权，出现两权分离的现象。终极控制人在股权层面控制目标公司的意图越强烈，两权分离越严重。针对地区腐败与民营企业股权控制特征之间的关系，本文提出如下假说：

假说H1：地区腐败越严重，民营企业终极控制人拥有的控制权越高。

假说H2：地区腐败越严重，民营企业终极控制人拥有的所有权越低。

假说H3：地区腐败越严重，民营企业的两权分离现象越严重。

三、样本、变量与模型设定

(一)样本选取

本文民营上市公司的相关数据来自国泰安(CSMAR)中国民营上市公司数据库。初始样本是2003—2012年沪深两市中终极控制人能追溯到自然人或家族的上市公司，并做如下筛选：1)剔除发起上市时是国家(或国有)控股而后经股权转让等变更为自然人或民营企业控股的上市公司，因为此类公司在与政府打交道时可能会受到先前政治关联的影响，与纯粹的民营公司可能存在较大不同；2)剔除金融类上市公司，因为金融行业具有特殊性，其报表构成及内容与非金融类企业有很大差异，不具有可比性；3)剔除PT类和ST类公司，因为此类公司的信息披露有失真可能；4)剔除数据缺失严重的公司；5)基于重要变量数据对高于99%分位数和低于1%分位数的样本点进行缩尾处理，最终样本包含4 416个企业—年度观测值。

本文研究时间窗口选择2003—2012年，一方面是因为2004年12月13日，中国证监会下达了关于修订《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2 号》的通知，要求上市公司披露实际控制人情况，从政策层面为追溯上市公司终极控制人提供了可能。国泰安(CSMAR)中国民营上市公司数据库自2003年开始披露民营上市公司终极控制人信息。另一方面，党的十八大以来高压反腐常态化，本文使用的省际层面腐败数据在2012年之前和之后所蕴含的基本信息可能发生较大变化，数据之间的可比性大大降低。例如，2003—2012年平均每年被查处的副厅级以上干部仅30人，但2013年骤增到186人，2014年更是高达380人之多。

(二)变量定义

1.股权控制变量。针对不同假说，本文设定三个股权控制变量作为被解释变量：1)控制权比例，借鉴La Porta等和Claessens等的算法，控制权比例为终极控制人与上市公司的股权关系链中最弱一层的投票权，或若干股权关系链中最弱一层投票权之和，记为Control right[1，13]；2)所有权比例，根据La Porta等的算法，所有权比例为终极控制人与上市公司的股权关系链中每层持股比例的乘积，或若干股权关系链中每条关系链上每层持股比例的乘积之和，记为Ownership right[1，13]；3)两权分离程度，本文以“控制权比例/所有权比例”测度两权分离程度，并记为Wedge。

2.地区腐败变量。腐败具有很强的复杂性和隐蔽性，难以直接且准确地量化。部分学者采用“腐败指数”[注]腐败研究文献中使用较多的腐败指数有商业国际编制的“商业国际指数(BI)”、透明国际组织编制的“腐败感知指数(CPI)”、世界银行编制的“腐败控制指数(CCI)”、世界各国风险指南编制的“世界各国风险指南指数(ICRG)”以及瑞士洛桑国际管理发展研究院编制的“世界竞争力年鉴指数(WCY)”。刻画腐败，但指数编制以及基础信息采集受太多主观因素的影响，且指数间的可比性有待进一步商榷。参照聂辉华等的做法[11]，本文采用每百万人口贪污贿赂立案数测度省份腐败程度，记为Corruption。Corruption数值越大，意味着该地区腐败越严重。较之腐败指数，基于立案数据的测度指标标准化，且不受主观意愿的影响。各省份贪污贿赂立案数据来自《中国检察年鉴(2004—2013)》，人口数据来自《中国统计年鉴》(2004—2013)。本文利用贪污贿赂立案数据作为地区腐败程度的代理变量，虽然贪污贿赂并不局限于对企业生产经营产生直接影响的职务犯罪，如选举犯罪或其他严格的政治性犯罪并不会对企业造成直接影响，但是不同类型的职务犯罪在很多情形下是彼此相关联的。换句话说，一个地区的贪污贿赂立案数量越多，该地区的腐败程度将会越严重，而这种环境氛围将会影响企业的决策。

基于立案数据的腐败度量可能面临两个质疑。第一个质疑是立案数据是在反映“反腐败”强度，而非“腐败”本身。但是，Jiang等以人均司法支出作为反腐败力度的直接测度，检验发现腐败立案数和人均司法支出是负相关的，侧面说明立案数并没有反映反腐败强度[14]。第二个质疑是在腐败越严重的地区，由于腐败事件可能很少暴露，立案数反而可能更少。本文承认以立案数据测度地区腐败存在一定误差，但是给定在中央和地方双重领导并以中央垂直领导为主的检察机关体制下，不同地区间腐败事件暴露的可能性应该比较接近；换言之，各省之间明显的反腐败力度差异是较难长期且持续存在的[11]。

3.控制变量。实证模型中，除地区腐败变量外，本文控制了一系列可能会对民营企业股权配置产生影响的企业层面变量。1)企业规模。企业规模越大，所有权和经营权分离导致的代理成本越大，越需要强有力的控制性大股东。本文以营业收入取自然对数LnSize来度量企业规模。2)成长能力。公司的快速成长是以急速膨胀的资金需求为基础的。在制度不健全和要素市场不发达的新兴经济体中，企业可能通过终极控制权配置组建内部资本市场，以缓解外部融资不足和降低市场交易费用。本文利用总资产增长率Growth测度企业成长能力。3)财务杠杆。财务杠杆越大，企业财务风险越大，终极控制人很可能通过控制权配置来降低财务风险对自身的影响。本文以有形资产负债率Leverage测度企业财务杠杆。4)公司价值。公司价值取决于投资者对公司的未来预期，公司价值越高代表投资者对公司未来越认可，借助控制权终极控制人可以谋求的利益更多。本文使用Tobin’sQ测度公司价值。5)盈利能力。若盈利良好，融资约束不大，终极控制人可能没有必要稀释股权；与此同时，持股比例越高，终极控制人可分享的企业盈利越多。本文使用净资产利润率ROE来测度企业盈利能力。6)盈利稳定性。企业盈利越是不稳定，越需要大股东监督。本文利用ROE的标准差StdROE表征企业盈利稳定性，StdROE越大，企业盈利的稳定性越差。7)资产专用性。资产专用性越强，大股东与公司的利益捆绑越密切，越倾向于控制公司经营；同时，较强的资产专用性意味着经营复杂性大大增加，需要大股东的监督。本文使用固定资产在总资产中的占比Specificity来度量资产专用性。

(三)模型设定

为检验上述理论假说，设定如下模型：

Equity controlit=α+βCorruptionpt+ΘX+

ηp+χj+λt+εit

(1)

其中i表示公司，j表示行业，p表示省份，t表示年度；ε为残差项；Equity control表示股权控制变量Control right、Ownership right或Wedge；Corruption是地区腐败变量，X是企业层面控制变量。此外，为了更好地识别地区腐败对股权控制的影响，本文控制了省份、行业、年度固定效应。需要说明的是，本文使用“当期”腐败作为核心解释变量，因为腐败发生和腐败立案之间存在时间滞后，“当期”的腐败立案本质上是在捕捉“过去”的腐败事实。

四、实证结果

(一)描述性统计

主要变量的描述性统计结果见表1。控制权比例(Control right)均值为40.15%，中位数为38.84%，标准差为16.32%，意味着中国民营企业股权层面的控制权比较集中。所有权比例(Ownership right)均值为33.29%，中位数为31.34%，标准差为17.58%，可以看出终极控制人的持股主要集中于15%～50%之间。两权分离程度Wedge显示，平均而言，终极控制人拥有的控制权是所有权的1.48倍，说明中国民营上市公司存在明显的两权分离现象。值得注意的是，Wedge最小值为1，表明有些公司未采取分离所有权与控制权的方式(如金字塔结构、交叉持股等)，而是选择直接持股。此外，其他变量与已有文献的描述基本相同，此处不再赘述。

① 依据各省份2003—2012年间Corruption的均值进行排序，若某一省份Corruption均值高于中位数，划归为高腐败地区；否则，划归为低腐败地区。

② 根据变量间相关系数和VIFs检验(Variance Inflation Factors)，本文回归模型不存在严重的多重共线性问题。限于篇幅，文中未列出相关系数表格和VIFs检验结果。感兴趣的读者可向作者索取。

表1 变量描述性统计

注：受数据缺失的影响，不同变量的样本量存在微小差别。

表2呈现了高腐败/低腐败地区的均值差异检验①。结果显示，高腐败地区Control right的均值略小于低腐败地区，但仅在10%水平上显著，而高腐败地区Ownership right的均值明显小于低腐败地区，且在1%水平上显著。此外，高腐败地区Wedge的均值大于低腐败地区，且在1%水平上显著。分组检验结果初步验证了假说H2和H3。

虽然分组检验结果部分支持了本文的理论假说，但是该检验可能存在遗漏变量偏误问题，在后续回归分析中本文将加入相关控制变量②，以更好地识别地区腐败对股权控制的影响，此外将对可能存在的内生性问题进行讨论。

表2 高腐败/低腐败地区变量均值差异检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

(二)基准回归

表3呈现了模型(1)的回归结果，分别报告了未添加公司层面控制变量和添加公司层面控制变量的回归结果。考虑到残差项在年度—省份层面的相关性，本文报告了经年度—省份聚类调整的标准误。

表3 地区腐败与股权控制：基准回归

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内是经过年度—省份聚类调整的标准误。

根据表3所示，相比未添加公司层面控制变量的回归结果，添加该类控制变量后回归模型的调整后R2均有明显增加。在第(1)和(2)列中，Corruption的系数分别为-0.051和-0.063，不具有统计意义上的显著性，表明民营企业终极控制人所拥有的控制权并不随地区腐败程度的差异而显著变化，假说H1未得到经验数据的支持。分析原因，获取股权层面的控制权是有成本的，在权衡成本—收益之后终极控制人往往追求控制权的“临界点”——保证决策话语权但又不会产生过高成本，所以终极控制人并不是盲目追求尽可能大的控制权。第(3)列中Corruption的系数为-0.131，在10%水平上显著。第(4)列添加公司层面控制变量之后，Corruption的系数变为-0.143，而且在5%水平上显著，说明地区腐败对终极控制人持有的所有权产生负向影响，地区腐败越严重，终极控制人持有的所有权越少，假说H2得到证实。在第(5)和(6)列中，Corruption的系数在1%水平上显著为正，表明地区腐败对两权分离程度产生正向影响，地区腐败越严重，两权分离越明显，假说H3得到证实。

对于公司层面控制变量，我们发现企业规模(LnSize)会显著提高终极控制人所拥有的控制权和所有权，但对控制权的影响效果更大，进而导致企业规模和两权分离程度之间显著正相关。公司成长能力(Growth)对终极控制人拥有的控制权和所有权均产生显著的正向影响，且对所有权的影响更为明显，因而缩小了两权分离程度。为降低财务风险对自身的影响，终极控制人在面临较高财务杠杆(Leverage)时会同时降低自身持有的控制权和所有权，而且程度相似，因此对两权分离没有显著影响。公司价值(Tobin’sQ)和盈利能力(ROE)的提高，都对终极控制人拥有的控制权和所有权有显著的正向影响，但对所有权的影响更大，进而导致两权分离程度有所降低。资产专用性(Specificity)越强，虽然会降低终极控制人拥有的控制权和所有权，但对控制权的影响较小，因此两权分离程度会趋向严重。

(三)工具变量回归

在基准回归模型中，为了减轻遗漏变量偏误，本文加入了一系列公司层面控制变量以及行业、年度和省份虚拟变量；此外，在添加公司层面控制变量之后，Corruption的系数保持稳定，而且回归模型的调整后R2明显增加，这都在很大程度上确保了回归结果的可靠性。本文进一步利用工具变量方法对回归结果的稳健性进行检验。

借鉴制度研究文献[15]，本文选取1918—1919年各省份代表性城市人口数量作为当前地区腐败程度的工具变量。1918—1919年中国各省份人口数据来源于《中华归主：中国基督教事业统计(一九〇一—一九二〇)》，我们通过加总代表性城市人口数据得到各省份人口数据[注]关于城市人口原始数据，《中华归主：中国基督教事业统计(一九〇一—一九二〇)》特做出说明：“根据寄往全国各差会总堂宣教师的调查表而得出一般城市人口估计。把用这种方法得到的估计数与以前发表的海关统计报告、各种指南手册、地理书、地图册、各大公司的城市人口统计、各差会本部报告、各地警务长官报告等进行了审慎的对比后，并做了一些修改。因此，下列数字在准确性与完全性方面与当地居民的估计及所有可能得到的已经发表的有关参考资料十分相近。”，并取自然对数，记为Pop_prov。

对于该工具变量的合理性，本文分析如下：首先，工具变量需要满足相关性条件，即1918—1919年各省份人口数量与当前地区腐败程度是相关的。19世纪末20世纪初，中国遭遇西方列强侵略，同时爆发内战，由于缺乏强有力的中央政府，为了筹措巨额战争赔款，地方政府掠夺私有财产的现象普遍存在。清政府覆灭后，中国陷入长达30余年的军阀割据时期。为维持军队，军阀在辖区内肆意征税。战火不断和税赋重压迫使人们迁离战乱频繁的地区，人口和财富逐渐集中在能够提供更好的人身和财产保护的地区。简言之，给定人口的地域流动，特别是富裕阶层可以选择地域迁移，1918—1919年城市人口可以有效反映当时的政府掠夺状态，城市人口越多表明政府掠夺程度越低。此外，大量研究文献证实区域之间制度层面的差异在长期内持续存在[15]，因此1918—1919年各省份人口数量可能和当前省份腐败程度高度相关。其次，工具变量需要满足排他性约束。作为历史性数据，当本文控制了一系列公司层面变量以及行业和年度固定效应之后，该工具变量不太可能与当前民营企业股权结构的其他影响因素相关，表明工具变量可以较好地满足排他性约束。

表4呈现了工具变量的回归结果。由于寻找的工具变量是截面数据，导致在回归中无法加入省份虚拟变量，因此添加了可能影响股权控制的相关省份层面控制变量，包括收入水平Income、教育水平Edu以及法制建设Legal[注]收入水平Income以人均GDP取自然对数来度量；教育水平Edu以各省份6岁及以上人口平均受教育年限度量；法制建设水平Legal采用市场化指数子指数——律师、会计师等市场中介组织服务条件来度量[16]288-289。计算收入水平Income、教育水平Edu的原始数据均来自国泰安(CSMAR)中国区域经济研究数据库。。该类省份层面控制变量也帮助我们排除工具变量通过腐败之外的其他省份层面变量影响企业股权的可能性，使工具变量尽可能满足排他性约束。此外，所有模型均包含了企业层面控制变量以及行业和年度虚拟变量。

根据第一阶段回归结果，Pop-prov与Corruption高度负相关，说明工具变量满足相关性条件，不可识别检验统计量进一步确认了这一结果。此外，弱工具变量检验排除了弱工具变量的担忧。第二阶段回归结果显示，在以Control right为被解释变量的模型中，Corruption的系数仍然不显著。在以Ownership right为被解释变量的模型中，Corruption的系数为-0.293，在1%水平上显著。最后，在以Wedge为被解释变量的模型中，Corruption的系数为0.025，且在1%水平上显著。总体而言，本文工具变量回归结果进一步确认了基准回归结果的稳健性。

表4 地区腐败与股权控制：工具变量回归

注：控制变量包括企业、省份控制变量以及行业、年度虚拟变量；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；括号内是经过年度—省份聚类调整的标准误。

五、结 论

本文将企业应对腐败环境所进行的一系列活动(降低政府侵害或者争取政府优待)理解为关系型投资，剖析公司股权配置与此类关系型投资的关系，并阐明终极控制人为了最小化关系型投资的交易成本，有较强激励对企业进行股权控制。利用中国省际层面腐败数据和民营上市公司数据，实证研究发现，终极控制人拥有的控制权不因地区腐败程度差异发生明显变化，但终极控制人持有的所有权随地区腐败加剧而显著降低，从而导致两权分离程度随地区腐败加剧而显著增大。在添加一系列企业层面控制变量以及采用工具变量回归方法之后，本文实证结果依然稳健。

本文结论对于深入理解民营企业的治理模式具有重要的意义。研究结果表明，终极控制人对民营企业进行股权控制在一定程度上是应对所处制度环境的一种理性选择。本文从腐败视角证实民营企业股权配置的策略选择性，为进一步解读终极控制人(或控制性大股东)在董事会席位、高管人员任命等方面的选择行为提供了未来可能的研究方向。

党的十八大以来高压反腐常态化，政府官员寻租行为大量减少，企业所处制度环境得到显著改善。本文结论表明，腐败显著降低终极控制人持有的所有权，因此两权分离程度增加，本文预期反腐败将在很大程度上改善中国民营企业股权控制的现状，进而从公司治理角度为反腐败的实施和深化提供政策参考。