15.4.1　描述性统计

分类描述性统计结果如表15-3、表15-4所示。

表15-3　国有控股混改上市公司描述性统计

从表15-3可知，从均值看，四年中国有大股东持股比例分别为39.6652、39.0066、38.0818、37.9820；前十大股东HERF10指数分别为0.1969、0.1916、0.1848、0.1841，两个指标均呈逐年缓慢下降态势，说明自2014年以来国有控股股东持股比例以及国有控股公司平均股权集中度在逐年下降。四年中股权制衡度分别为0.5750、0.6248、0.6892和0.7085，逐年上升。很明显，股权集中度和股权制衡度的变化方向是相反的。

董事会行为指数分别为42.4575、46.0068、47.8153、51.3625，逐年上升，且上升幅度较大，说明2014年以来国有控股公司越来越注重董事会治理的实质性作用，董事会行为越来越规范，但指数值仍不到60分，说明国有控股公司董事会治理仍需要进一步加强。

值得注意的是，国有大股东持股比例虽然逐年下降，但仍超过32%，且其平均持股比例仍远高于第二到十股东股份比例之和，这说明很多国有大股东仍拥有相当大的控制权，对公司的影响十分重大，这也是国有股份不肯放开控制权的一处体现。

表15-4　非国有控股公司描述性统计

从表15-4可知，从均值看，四年中民资大股东持股比例分别为32.9312、31.2152、29.7973、29.1622；前十大股东HERF10指数分别为0.1501、0.1366、0.1260、0.1215，两个指标均呈逐年下降态势，且下降幅度较大。四年中股权制衡度分别为0.9983、1.0602、1.1343和1.1697，逐年上升。董事会行为指数分别为42.7669、50.9490、54.0812、57.9001，逐年上升，且上升幅度较大。

与国有控股公司对比来看，国有大股东持股比例远大于民资大股东，下降幅度也远低于非国有控股公司，可能由于国有股权变更审批程序较多，灵活性远不如民资；此外，国有控股公司股权制衡程度较低，平均指数只有0.6493，而非国有控股公司股权制衡度达1.0907，说明国有控股公司中一股独大的现象更为明显；非国有控股公司的董事会有效性水平增速明显快于国有控股公司，且与国有控股公司的差距在加大；同时，国有控股公司平均绩效指数为0.0306，低于非国有控股公司的0.0456。从极值来看，上市公司的股权结构差异性十分显著，这足以说明本研究的可行性及可信度。

15.4.2　相关性分析

相关性分析结果如表15-5所示。

表15-5　相关性分析

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

从表15-5可以看出，各自变量与因变量之间的相关性非常显著，能够支撑后续的回归分析。自变量中股权集中度的衡量指标PFIRS和HERF10相关系数达到0.9以上，说明两者可以作为替代变量进行稳健性检验。同一公式中的自变量和控制变量之间的相关系数较小，说明该模型中的多重共线性问题并不严重，故下文并没有针对多重共线性选择工具变量进行验证。从表中系数符号来看，股权集中度、股权制衡度和董事会行为有效性均与公司绩效呈正相关。但这只是初步分析，还有待加入二次项进一步研究。

15.4.3　回归结果

（1）股权集中度回归分析

股权集中度回归分析结果如表15-6所示。

表15-6　股权集中度回归分析结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内为标准误差。

表15-6中M2中反映了股权集中度与公司绩效的关系，可以看出滞后一期指标（HERF10t-1与HERF10t-12）回归结果并不显著，说明股权集中度滞后一期效应对公司绩效并无显著影响；同时股权集中度当期指标二次项（HERF10t2）系数为负，一次项（HERF10t）系数为正，因此可以得出股权集中度当期效应与公司绩效之间有着显著的倒U型关系，说明股权集中度对公司绩效的影响更多是当期的。由于M2中滞后效应不显著，M3中单独对股权集中度当期效应与公司绩效进行回归，结果与M2相同，股权集中度当期影响仍是显著的倒U型关系，即公司绩效会随着当期股权集中度的提高而提高，但在股权集中度达到某一高度后，公司绩效会随着股权集中度的提高而下降，该结果支持了假设H1。

表15-6中M1反映了股权集中度与董事会有效性的关系，可以看出，股权集中度（HERF10t）与董事会有效性（CCBI_BBBNU）之间呈显著负向相关性，说明较低股权集中度的公司更有利于董事会发挥实质性作用。出现该结果有两个可能的原因：一是资本市场很透明，法律健全，像英美的公司，即使股权分散，董事会仍必须尽职尽责。但我国尚不具备这个条件，因此，更可能的原因在于：在单个股东缺少动力去监督公司，存在集体“搭便车”行为的情况下，公司的经营战略决策主要依赖于董事会有效发挥作用。该结果支持了假设H3。

表15-6中M4为全模型，反映了加入董事会有效性后股权集中度与公司绩效的关系变化。可以看出，董事会有效性（CCBI_BBBNU）在1%的水平上显著；在加入董事会有效性后，当期股权集中度对公司绩效仍呈显著倒U型影响，同时当期股权集中度二次项（HERF10t2）系数绝对值变小，开口程度变小，一次项系数（HERF10t）绝对值变小，曲线最大值变小，弱化了股权集中度对公司绩效的倒U型影响。股权适度集中时，董事会的有效治理能减少大股东侵占小股东权益以及对公司的过度控制，也能在很大程度上避免经理人成为公司实际控制人，并为自己牟取私利而损害公司利益。另外，股权适度集中时，董事会能够更好地实施内部监控，加之来自外部控制权市场和经理人市场的竞争对经理人的有效激励和监督，因而能够产生更高的公司绩效。结果支持了假设H4。

（2）股权制衡度回归分析

股权制衡度回归结果如表15-7所示。(www.daowen.com)

表15-7　股权制衡度回归结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内为标准误差。

表15-7中M7反映了股权制衡度对公司绩效的影响。结果发现，股权制衡度当期指标二次项（St2）系数为正，一次项（St）系数为负，即股权制衡度当期效应与公司绩效之间有着显著的正U型关系，且效应集中在正U型曲线的后半段，这与之前的研究结论相同，即股权制衡度高的公司绩效越好；股权制衡度滞后指标二次项（St-12）系数为负，一次项（St-1）系数为正，因此可以得出股权制衡度滞后效应与公司绩效之间有着显著的倒U型关系。这说明从较长远来看，股权制衡度过高的公司股东博弈过多，较难妥协，不利于做出有利于提升公司绩效的决策；而适度的股权制衡度对公司绩效有积极影响，原因在于：适度的股权制衡能够有效地抑制第一大股东牟取私利的行为，并能够降低关联交易发生的可能性，减少大股东间无谓的博弈，减少代理成本；同时由于小股东在董事会中的话语权以及权益能够得到保证，也会减少监督成本，提升公司绩效。结果支持了假设H2。

表15-7中M5反映了股权制衡度对董事会有效性的影响。结果发现，当期指标（St与St2）回归结果并不显著，说明股权制衡度当期效应对董事会有效性并无显著影响；同时滞后指标二次项（St-12）系数为负，一次项（St-1）系数为正，因此可以得出股权集中度滞后效应与董事会有效性之间有着显著的倒U型关系。由于M5中当期效应不显著，M6中单独对股权制衡度滞后效应与董事会有效性进行回归，结果与M5相同，股权制衡度滞后影响仍是显著的倒U型关系。即长期来看，在适度股权制衡的情况下，董事会更能发挥实质性作用。该结果支持了假设H5。

表15-7中M8为全模型，反映了加入董事会有效性后股权制衡度对公司绩效的关系变化，结果发现，虽然长期看股权制衡度对公司绩效仍有显著倒U型影响，但董事会有效性指标（CCBI_BBBNU）并不显著，结果并不支持假设H6。出现这种情况，可能是由于不同所有权性质下董事会有效性发挥作用不同，本章会在接下来进行进一步研究。

从控制变量看，公司规模对绩效有积极影响，而资产负债率则为消极影响。因此，本章认为在控制了公司规模与资产负债率两个变量后更能体现股权集中度和股权制衡度对公司绩效的关系。

15.4.4　稳健性检验

第一，内生性检验。本章的研究可能存在内生性问题。首先，混合所有制改革与公司绩效可能存在反向因果关系，发展混合所有制的企业可能本来就是公司绩效较好的企业，企业绩效优异可能反向推动企业股权集中度。为了检验内生性问题，本章通过Hausman检验，对比股权集中度OLS估计与IV估计的差异，结果在1%的水平上显著，说明股权集中度确实存在内生性问题。

为了缓解内生性问题，本章借鉴已有文献，选择股权集中度滞后一期变量作为工具变量。企业股权集中度与其滞后一期变量相关，由于滞后变量已经发生，属于前定变量，通常可作为工具变量。结果显示，工具变量与内生变量显著相关，且与被解释变量不相关（见表15-6列M2），2SLS回归结果的显著性、系数、符号均符合预期，与之前结果一致，由于篇幅原因，结果未列出。

第二，变量测度变差控制。为了检验研究结果的可靠性与稳健性，本章使用第一大股东持股比例（PFIRS）作为前十大股东赫芬达尔指数（HERF10）的替代变量进行了股权集中度的稳健性检验；同时使用资产收益率的两种不同计算方式（ROA1与ROA2）作为替代变量进行股权制衡度的稳健性检验。结果表明，不同变量测度对本章回归结果及假设并无影响，说明该结论在一定程度上能够反映混合所有制效果、董事会有效性与公司绩效的关系。由于篇幅原因，结果为罗列。

第三，改变估计方法，本章使用面板数据固定效应回归时无法反映时间与行业因素，因此本章使用混合OLS回归并控制了行业与年份，实验结果与本章基本一致。与由于篇幅原因，结果未罗列。

15.4.5　进一步研究：不同所有权性质下的关系研究

为了进一步研究在国有控股公司和非国有控股公司中公司治理的不同影响，本章在总样本中筛选出4年内所有制性质没有变化的企业，共计859家国有控股公司、1372家非国有控股公司。股权集中度和股权制衡度研究结果如表15-8所示，其中STATE=0代表非国有控股公司，STATE=1代表国有控股公司。

表15-8　不同股权性质下的关系研究

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内为标准误差。

从股权集中度来看，表15-8中M14与M16分别反映了非国有控股公司和国有控股公司的股权集中度均与公司绩效呈倒U型关系，与假设H1相符。为了更直观的解释两者不同，本章绘制了对比图，如图15-1所示，相对于非国有控股公司（y1），国有控股公司的函数曲线（y2）较平缓，说明在非国有控股公司中，股权集中度变化对公司绩效的影响更明显；国企适度股权集中度（曲线顶点）相较于民企来说偏低，说明国企混改中国有大股东不宜追求过高的控制权与持股量。

图15-1　不同性质企业股权集中度与公司绩效的关系图

M15反映了非国有控股公司股权集中度的全模型。结果显示，董事会有效性（CCBI_BBBNU）在5%的水平上显著；在加入董事会有效性后，当期股权集中度对公司绩效仍呈显著倒U型影响，同时当期股权集中度二次项（HERF10t2）系数绝对值变小，开口程度变小，一次项系数（HERF10t）变小，曲线最大值变小，弱化了股权集中度对公司绩效的倒U型影响，与假设H4相符；但在M17所反映的国有控股公司中，董事会有效性指标（CCBI_BBBNU）不显著且系数较小。这可能说明，在国有控股公司，股权集中度对公司绩效的影响可能更多地通过非公司治理因素（包括董事会治理因素）发挥作用，如垄断和政策优势等。

从股权制衡度来看，M18与M20分别反映了非国有控股公司和国有控股公司的股权制衡度与公司绩效的关系。结果显示，非国有控股公司股权制衡度当期效应与对公司绩效有正U型影响；国有控股公司股权制衡度当期效应并不显著。国有控股公司和非国有控股公司的股权制衡度滞后效应均与公司绩效呈倒U型关系（二次项St-12系数为负，一次项St-1系数为正），与假设H2相符。这可能说明，由于国有控股企业有较强的制度约束与较长的审批流程，股权结构发生变化后需要较长一段时间才能真正起到制衡作用。

M19反映了非国有控股公司股权制衡度的全模型，但其中董事会有效性指标（CCBI_BBBNU）并不显著。这意味着，对于对非国有控股公司，股权制衡度可能主要不是通过改变董事会行为来对公司绩效产生影响，更可能是直接影响经理层，比如第一大股东以外的其他股东派出总经理，或直接从市场选聘经理班子。

M21反映了国有控股公司的全模型，其中董事会有效性指标（CCBI_BBBNU）在10%的水平上显著；一次项系数（St-1）变小，曲线最大值变小，弱化了股权制衡度对公司绩效的倒U型影响。这主要是因为此时股权制衡度主要衡量的是非国有股东与国有股东之间的制衡度，这种不同股权性质的制衡更容易对董事会行为产生重要影响。结果部分支持了假设H6，即在国有控股公司中，股权制衡度能够通过董事会有效性影响公司绩效。

不难看出，在国有控股公司中，董事会行为是否有效更取决于股权制衡水平而非股权集中度。因此，在国企混合所有制改革中，国有股份无须追求绝对控股比例，或者说，无须追求控制力，而是应当强调国资和民资的适度制衡，以促进董事会效发挥作用，最终通过提高公司绩效，实现各类股东的共赢。