如何安排混合所有制中的股权比例

于成永 刘旭 丁明明

【摘 要】 混合所有制是国企改革的重要方向，如何安排第一、前五或前十大股东股权比例是个理论与实践都有待解决的问题。在现有文献中，有关股权集中与企业绩效变化关系的理论观点纷呈，证据矛盾。在区分“一股独生”“大股东共生”生态基础上，分析了“股东数量递增效应”与“持股非均衡效应”，提出混合所有制股权比例安排假设后，以中国银行业为例，文章运用元分析技术，依据40篇样本文献，提取了148个方程信息，经实证检验后发现：一是第一大股东股权越集中，企业绩效越差;二是前五或前十大股东股权越集中，企业绩效越好;三是前十大股东股权集中能够减弱第一大股东利益侵害;四是前十大股东股权集中效应高于前五大股东股权集中作用;五是前五大股东股权内部不均衡效应相对显著。文章政策启示在于，混合所有制改革既应重视降低第一大股东持股集中带来的利益侵害，也应着力培育多个大股东，特别是前十大股东力量;同时，应注意大股东之间股权比例分布适度均衡。

【关键词】 混合所有制; 股权集中; 企业绩效; 银行业; 元分析

【中图分类号】 F276.3  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2019）16-0143-10

国企改革历经放权（自主经营）、两权分离（所有权、经营权分离，政企分开）、现代企业制度和股份制，目前已经进入混合所有制和分类改革攻坚阶段[1]。从微观角度看，国企混合所有制一般是指企业产权性质除国有成分外，还包括非国有成分。混合所有制经济经1997年党的十五大提出，于2013年《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中得到进一步强调。与制度背景形成互动，根据中国知网检索可以发现，学术界对混合所有制关注可以追溯到1998年，自2014年开始逐步成为研究热点。一些文献表明，“混改”对国有企业创新效率的提升具有促进作用[2，3]。在区分混合所有制企业、国企、民企以及外企基础上研究发现，混合所有制企业技术创新能力最强[3]。国企在进行混改中，引入非国有资本具有正面影响;不过，企业控制权的改革对于国有资本保值增值、提升企业竞争力的作用更大[4]。一些国外文献发现，完全国有或完全私有绩效低于混合所有制企业;可见，混合所有制是国有或私有的有效替代[5-8]。

既然混改有利于提升企业创新能力和绩效，那么，在国企进行混改时，不同大股东在持股比例上差异是否重要？一些研究表明，第一大股东与第二大股东既可能存在合谋，也可能存在制衡关系;甚至在特定条件下，中小股东也能够获得公司控制权[9-10]。從股权集中与企业绩效变化关系上看，以新兴市场国家为样本的研究中，虽然单篇文献之间经验证据混合，但是元分析得到的整合证据是两者之间存在负相关关系[11];与此相反，在以亚洲国家为样本的研究中，元分析得到的整合证据是两者之间呈现正相关关系[12]。单独以研究中国企业为对象的元分析文献尚未见报道。更为重要的是，包括元分析方法在内的现有文献没能有效地回答以下问题：在混合所有制下，第一大股东、前几大股东持股比例与企业绩效变化关系是否存在显著差异？如果存在显著差异，那么前几大股东持股内部结构是否重要？

在理论分析基础上，本文运用元分析方法，以研究中国银行业股权集中与企业绩效变化关系的文献为样本，检验了第一大、前五大以及前十大股东股权比例与企业绩效关系假设。之所以选择研究中国银行业的文献为样本，是由于金融业特殊性。在中国，银行业是国有资本集中或相对集中的行业，历经多年改革，如股份制、引进战略投资者以及上市，整体上已经处于混合所有制阶段;进一步改革方向是调整不同所有制投资者比例以获取股东治理效应[13-15]。

本文的价值在于：一是有助于解决现有文献在股权比例与企业绩效关系上理论纷争和证据混合，修正股权比例与企业绩效关系理论，发现了一股独大的“独生”生态是利益侵害成立的条件，而多个大股东“共生”生态是利益协同的基础;二是研究了“共生”生态中大股东数量递增效应与非均衡效应，运用元分析技术提供了相应经验证据;三是一股独大、多股共生生态以及数量递增效应和非均衡效应在逻辑上具有递进性，在利益协同上具有递增性，这无疑为混改中股权比例安排提供了参考。

一、理论分析与假设

国企进行混改的结果，必然形成多个性质不同的大股东。大股东之间关系本质上在于多方博弈，其内部结构非常复杂[9，16]。现有文献中有关股权集中对企业绩效影响的理论观点主要有三种：无关论、协同论与侵害论。无关论认为，股权结构是由股东在追求利润最大化的过程中内生决定的，内嵌于潜在的和显在的企业特征中;因此，股权结构与企业业绩之间没有显著性关系[11]。相比较，有关股权比例与企业绩效之间存在正向关系的利益协同论以及股权比例与企业绩效之间存在负向变化关系的利益侵害论的观点更为针锋相对。

在本文看来，利益协同或利益侵害的基础在于大股东生态类型。大股东之间存在两种生态环境：一是一股独大的“独生”生态，其他股东制衡力量有限;二是多个大股东“共生”生态，是指不同性质的大股东之间所形成的密切互利关系，一类股东为另一类股东提供有利于企业持续发展方面的资源，同时也获得对方的支持。此外，在大股东共生生态中，存在着大股东数量越多，越能获得利益协同的“数量递增效应”以及存在着少数相对持股高的大股东，这些大股东在决策和监督高管上更为积极的“非均衡效应”。

（一）独生生态与利益侵害

利益侵害论强调股权集中度与公司绩效呈现负相关关系。本文认为，一股独大的“独生”生态倾向于利益侵害。这一论断有以下依据：

一是一股独大生态下，没有能够发挥制衡作用的其他大股东，或者其他大股东无力抗衡第一大股东行为。事实上，当第一大股东拥有远高于其他股东的持股量时，其控制权地位便无人撼动[11]。理论上，大小股东之间代理问题表现在集中的股权可能增加大小股东之间的利益冲突风险，一股独大可能便于大股东获取私人利益而牺牲少数股东利益或产生潜在的低效活动。

二是在一股独大情境中，其一，第一大股东在管理层任命和绩效激励上话语权更大，更易于与管理层形成合谋，或者大股东倾向于巩固自己地位，派遣家庭成员或代表担任管理层而非招聘更高素质的外部人，这不利于内部治理完善;其二，一股独大的企业实际控制人权利不易旁落，这可能阻碍外部治理机制，如高管市场和控制权竞争市场或者并购市场上接管机制发挥作用，从而不利于公司治理改善。

三是一股独大会造成投资风险过于集中在单一股东身上，企业融资约束程度高，这易导致融资成本过高。根据资本成本假说，一股独大会增加公司筹资和管理风险。由于在一股独大条件下更有可能发生大股东侵占，由此导致外部融资困难，遭遇融资约束。因此，一股独大的公司更多地依赖于大股东的财富或企业内部产生的现金流为新项目提供资金，或者接受高资本成本筹资。一股独大也降低了大股东的投资多元化，投资风险相对集中。

此外，在国有股权为第一大股东时，由于所有者虚置以及管理者激励机制扭曲等问题存在，企业资源配置和使用极有可能是低效率的。

基于这些理由，可以提出假设1。

H1：在其他条件不变的情况下，第一大股东持股比例与企业绩效呈现负向变化关系，即一股独大会造成利益侵害。

（二）共生生态与利益协同

本文认为，存在数个不同性质的大股东的“共生”生态更有可能形成利益协同，表现为股权集中正向影响企业绩效关系。这是因为：

一是性质上迥异的股东之间易形成有效的制衡结构。股东在股权性质上相同时，实现目标时面临的约束条件相近，拥有共同的利益。相反，不同性质的股东代表的利益主体不同，可能更倾向于互相监督与制衡，这有利于绩效提升。在经验证据上，一些学者利用案例研究发现，民营性质的第二大股东与国有性质的第一大股东博弈，形成利益制衡，有利于公司治理结构改善和企业绩效提升[9]。

二是在有效的制衡和监督结构下，不同性质的大股东在管理层选聘和考核上具有激励性和有效性。研究表明，不同性质大股东能够有效地制衡并减少内部人侵占，显著改进股权激励契约，抑制高管防御行为[17]。在理论上，混合股权能够缓解传统上股东与管理者之间的代理问题，从而提高企业绩效。混合股权集中不仅是相对于股权分散，大股东能够分担监督成本，有足够的动力和权利约束管理层，减少其渎职和不作为;而且不同性质的大股东之间能够形成相互监督与制衡，不易发生攫取控制权私利或者隧道挖掘的“合谋”行为，降低代理成本。

三是在现阶段公司发展所需要的资源要素并非完全通过市场竞争来获取，不同性质的股权可以为公司带来相应的资源。例如当非国有资本进入国有企业后，非国有股东能够作为国有股东的制衡者，减少国有股东的非效率行为，并为企业提供不同的资源要素，进而促进公司绩效的改善[17]。反之从国企角度看，国企进行混改引入非国有股东，能够提升影响与控制力，优化资源配置[16]。国企进行混改能够为非国有股东进入国企特定业务领域创造机会，有利于资本市场公平与公开[18-19]。

此外，不同于一股独生生态会造成企业融资约束，研究发现，通过不同性质股东之间的利益博弈能够实现企业资本成本最低[20]。

根据上述，本文提出假设2和假设3。

H2：在其他条件不变下，混合股权集中与企业绩效呈现正向变化关系，即混合股权集中能够形成利益协同。

在此基础上，可以推论，实施混合所有制后，第一大股东持股比降低，其他性质的股东持股比例增加，在一股独大具有利益侵害后果这一假设下，混合股权能够显著降低第一大股东侵害行为的负面影响，可以认为：

H3：在其他条件不变下，混合股权集中能够减弱第一大股东利益侵害。

由于不同性质的大股东个数越多越难形成共谋，越易对一股独大行为进行有效制衡，因此可预计，随着不同性质的大股东个数增加，越有利于降低一股独大的负面影响。据此，可以提出假设4。

H4：在其他条件不变下，随着大股东个数增加，混合股权集中的绩效效应随之增加。

从逻辑上看，越平均的持股比重，越易形成相互掣肘，越难以有效地进行重大决策和对管理层进行激励，从而造成决策延误，管理层代理成本上升。因此，在不同性质的大股东持股结构中，股东内部持股比例不均衡效应预计较好。据此，可以提出假设5。

H5：在其他条件不变下，混合股权内部分布不均衡对企业绩效具有正向影响。

二、研究设计

（一）样本与数据

为相对全面反映国内研究银行业现状，并构建样本文献，本文利用中国知网（CNKI）数据库、维普资讯数据库、万方数据库、Google学术搜索、百度学术搜索等，通过对篇名、主题、摘要和关键词检索涉及“股权集中度”“第一大股东持股”“股权结构”“所有权”“银行绩效”等词汇的文献。

考虑到民营银行获批始于2014年，学术期刊发表滞后，为了避免混入全民营银行数据，本文样本文献檢索截至2014年12月31日。同时，利用万得数据库，对本文样本文献中数据对应年份的前十大股东性质进行分析，也验证了银行业整体上已处于混合所有制阶段的判断。

在此基础上，通过以下标准进行手工筛选：（1）仅选取公开发表在学术期刊上论文;（2）仅保留研究银行业的实证文献;（3）删除缺少元分析所需基本数据的文献;（4）鉴于现有支持股权集中与企业绩效存在非线性关系文献篇数较少，无法提供足够数据进行元分析且非线性关系非本文关注点，因此，删除股权与企业绩效关系呈现曲线关系的文献。经过上述筛选，最终得到40篇样本文献，具体见附表1。

从附表1中可看出，以中国银行业为样本的实证研究文献结论迥异。支持负向关系的有11篇，如祝继高等（2012）和谭兴民等（2010）基于第一大股东持股比与企业绩效关系的研究;支持正向关系为9篇，如何婧（2014）、赵尚梅等（2012）基于前十大股东持股比与企业绩效的研究以及杨德勇（2007）等基于前五大、前十大股东持股比与企业绩效关系研究;不显著12篇，如傅勇等（2011）基于前十大股东持股比与企业绩效关系研究以及高正平（2010）等基于前五大股东赫芬德尔指数与企业绩效关系的研究等。可以看出，无论股权集中度用什么指标测量，均存在负向、正向、不显著等多种类型证据。这些混合证据类似于国外发现[11]。

根据样本文献中股权比均值，本文进一步分析了其统计特征（表1）。以样本文献观察值为权重，第一大股东持股比均值为0.22，最低0.020，最高为0.742;前五大股东持股比的均值为0.544，最低0.307，最高0.673;以赫芬德尔指数计算的前五大股东持股比均值为0.391，最低0.020，最高0.742;前十大股东持股比均值0.581，最低为0.082，最高为0.706。

通过股权集中度与企业绩效关系效应值漏斗图（见图1）分析，本文分析涉及的效应值基本落在-10与10之间，而其标准误绝大部分低于0.3，没有效应值的标准误高于0.4。这与Pursey et al.、Kun Wang与Greg Shailer（2015）数据分析分布类似[11]。

（二）变量设计

1.被解释变量

样本文献中股权集中度与企业绩效关系的偏相关系数与其标准误的商，即t统计量为本文被解释变量，按照元分析一般习惯，称之为效应值。表2显示，效应值简单平均数为-0.097，极大值为9.562，极小值为-22.966。

2.解释变量

考虑股权集中度测量差异，本文分别以样本文献的股权集中与企业绩效关系方程中是否采用第一股东比重（CR1_indep）、前五股东比重（CR5_indep）、前十股东比重（CR10_indep）以及前五股东持股比平方和（HI5_indep）为解释变量;其中，与CR5_indep相比较，HI5_indep由于是选用前五大股东持股比平方和，在同样水平的CR5_indep下，前五大股东持股越不均衡，HI5_indep越大，因而HI5_indep体现了前五大股东持股不均衡情形。如表2所示，在这些指标中，第一大股东、前五大股东或前十大股东比重选用程度高，分别占48%、23.6%以及19.6%，而前五大股东持股平方和指标选用相对较低，为8.8%。

3.控制变量

控制变量包括样本文献的股权集中与企业绩效关系方程中企业绩效测量、样本数据特征、估计方法、估计精度以及出版物地位等，具体统计特征见表2所示。可以看出，在企业绩效测量指标选用上，总资产利润率（ROAdep）最多，占32.4%;排在第二位的是净资产收益率（ROEdep），占28.4%。在样本数据来源上，上市公司数据（Listed）大致占45.9%。从样本数据时间区间中值（Middletime）看，具有13年长度（2000—2012年）;大致有58.8%的方程含有董事会特征变量Boardvar，64.2%的方程含有企业规模变量（Sizeofbank）。

（三）模型设计

本文中股权集中度与企业绩效关系效应值来自样本文献股权集中与企业绩效关系方程中股权集中变量的系数ti，j统计量，它也等于股权集中与企业绩效之间偏相关系数pcci，j与其标准误se（pcci，j）的商。ti，j表示来自第j个来源文献的第i个效应值。

借鉴现有研究，构建随机效应均值模型，即Hedges-Vevea模型来检验利益侵害与利益协同假设：

此处，误差项被分解成两部分：一是文献水平上随机项（study-level random effects），即ζj;二是估计水平上干扰项（estimate-level disturbances），即εi，j。

如前述，在样本文献中，研究设计上差异具体表现在企业绩效测量、股权集中度测量、估计方法、数据特征等多个方面。借鉴Petra Valickova等研究，本文引入以下混合多水平元回归模型（Mixed-level metaregression）来检验股东数量递增效应与非均衡效应[21，22]：

此處，Xi，j=（x1，i，j，…，xp，i，j）是p个解释变量与控制变量的向量，这些变量指表2中企业绩效测量、股权集中度测量、估计方法、数据特征等方面变量。β=（β1，…，βp）是模型2回归方程系数向量。1/se（pcci，j）是偏相关系数的标准误的倒数，表示估计精度。

运用混合多水平元回归分析方法对模型2进行估计，以规避样本文献内和样本文献之间异质性导致的偏差以及可能的内生性等问题。此外，运用聚合标准误Robust线性回归和一般到特殊回归（General to Special）技术进行了相应假设的稳健检验[22]。

三、实证分析

（一）利益侵害与利益协同假设检验

运用模型1，采用REML检验方法，得到不同测量指标下股权集中度与企业绩效关系效应值，如表3所示。数据表明，第一大股东持股比（CR1_indep）效应值为-0.867，在10%水平显著，这支持了H1，即一股独大均有利益侵害效应;前五大股东持股比（CR5_indep）对应的效应值为-0.411，不具统计显著性;前五大股东持股比平方和（HI5_indep）对应的效应值为2.124，在5%水平上显著，前十大股东持股比（CR10_indep）效应值1.170，在1%水平上显著，这支持了H2，即混合股权具有利益协同效应。显然，此处股权集中与企业绩效关系方向的证据中，第一大股东持股比与企业绩效负向关联的证据支持Kun Wang与Greg Shailer（2015）的股权集中与企业绩效负向关系的发现[11];而前五或前十大股东持股比与企业绩效正向关系证据和Pursey et al.[12]发现的股权集中与企业绩效正向关系的证据一致。

（二）数量递增与非均衡效应假设检验

采用模型2，用REML方法估计混合效应方程，得到表4数据。在方程1中，前五大股东持股比（CR5_indep）系数为0.172，t值为1.60，接近10%边际显著性，同时，在一般到特殊方程中，即方程2中，前五大股东持股比（CR5_indep）系数为0.217，t值为2.21，达到了5%显著性水平，这说明前五大股东持股比效应值显著高于第一大股东持股比与企业绩效关系，这支持了H3。

從表4方程1看，前十大股东持股比（CR10_indep）系数为0.360，t值为3.43，达到了1%水平上显著;从表4方程2看，在一般到特殊方程中系数为0.42，t值为4.64，也达到了1%水平上显著。这些证据表明，前十大股东持股比效应值显著高于第一大股东持股比效应值，这也支持了H3。

利用估计后检验，在方程1中，对β1（CR5_indep）<β2（CR10_indep）关系检验发现，F值为1.88，接近10%水平上显著;在一般到特殊方程中，即方程2中，对β1（CR5_indep）<β2（CR10_indep）关系检验发现，卡方值为2.66，在10%水平上显著。这些证据支持了H4，即前十大股东股权集中减弱第一大股东利益侵害程度高于前五大股东股权集中作用。

进一步检验股东持股均衡集中效应，表4表明，利用估计后检验，在方程1中，对β1（CR5_indep）<β3（HI5_indep）关系检验发现，F值为6.17，在1%水平上显著;在一般到特殊方程中即方程2，对β1（CR5_indep）<β3（HI5_indep）关系检验发现，卡方值为7.07，在1%水平上显著。这些证据支持了H5，即前五大股东股权内部分布不均衡减弱第一大股东利益侵害程度相对显著。

（三）稳健性检验

一是对模型2采用线性回归聚合标准误Robust检验方法得到表5证据。表5与表4主要差异在于对β1（CR5_indep）<β2（CR10_indep）关系检验发现，F值为1.05，没有显著性，仅在一般到特殊技术中，即方程4中发现F值为2.82，在5%水平上显著。

二是为了防止样本文献本身质量影响，进一步剔除了非CSSCI期刊样本文献，运用混合效应模型进行了检验，发现上述主要结论没有发生根本变化，如表6所示，其中，方程5为CSSCI样本文献检验结果，方程6为CSSCI样本文献且对连续变量进行5%缩尾后检验结果。

三是在CSSCI样本文献基础上，运用聚合标准误线性回归Robust检验（附表2）发现，方程7为CSSCI样本文献检验结果，方程8为CSSCI样本文献且对连续变量数值进行5%缩尾后检验结果。可以发现，方程也提供了支持本文主要假设的证据。

四是采用锁定解释变量逐步回归方法，分别对全样本、CSSCI来源文献样本进行了稳健回归检验，发现结果与前文没有明显差异。

四、结论与启示

（一）基本结论

通过上文研究，可以认为，在理论上，存在一股独大“独生”生态、混合股权的“共生”生态以及共生态中股东数量递增效应、股东持股非均衡效应。实证检验发现：（1）“一股独大”生态中存在利益侵害;（2）“大股东共生”生态中存在利益协同;（3）大股东个数越多，减少利益侵害程度越显著;（4）大股东非均衡共生时减少利益侵害程度越显著。

作为结论可拓展解释的是，本文提出了利益侵害与利益协同存在于不同的股东生态环境，且这一论点能够得到元证据支持，这不但直接解决了现有文献存在利益协同与利益侵害理论观点针锋相对、经验证据混合现象，而且也检验了混合所有制中大股东持股比例安排假设。

（二）研究启示

本文证据具有递进关系，即“一股独大”存在利益侵害，应鼓励“大股东共生”;特别是，既要鼓励大股东数量增长，也应避免大股东之间股权均衡化，以防相互掣肘，导致决策效率下降。

据此，在微观企业层面上，本文价值在于对混合所有制改革中股权比例安排提供以下参考：一是降低第一大股东持股比例，以避免一股独大带来的利益侵害;二是增加前五大，特别是前十大股东持股比例，以提升利益协同程度;三是在大股东持股比例分布中，避免平均化，以提升决策效率。

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