股权结构与中小股东保护关系的实证研究

赵嫚

一、引言

我国公司属于典型的“一股独大”式的股权结构，控股股东侵害中小股东利益的行为司空见惯，而我国保护投资者利益的相关法律不健全，更使得控股股东的侵害行为无法得到很好的抑制。在我国，中小股东保护问题是公司治理的核心问题，同时也是公司法、证券法等相关法律需要密切关注和解决的问题。

John Cubbin和Dennis Leech（1983）基于概率投票模型的控制度法,在控制权研究领域开创了一个新的视角，在整个公司治理研究方面也起着举足轻重的作用。随后，国内外学者对该模型进行了广泛研究及应用。本文试图将此模型作为基础，分析股权结构与控制权的关系，进而分析股权结构对中小股东保护的影响。

二、理论分析和假设提出

John Cubbin和Dennis Leech（1983）给出的控制度定义为：概率投票模型假设下，确保控股股东实现绝对支持的概率。在此记最大股东的控制度为α，于是：

，将

带入上式，由于w1≥w2，因此，当其他股东的股权越集中α值越小，其他股东的股权越分散α 值越大。可以推定：最大股东的控制度与其他股东的股权集中度负相关。又因为最大股东的控制度与中小股东保护负相关,从而中小股东保护与其他股东的持股集中度正相关。

在现有的文献中，控制权多指实际控制人的控制权，国泰安数据库给出的也是按照La Porta等人(1999)所提出的方法计算得出的实际控制人的控制权比例。可以认为将最大股东控制度替换为实际控制人的控制权比例，上述结论同样具有合理性。另外，实证研究中用其他前十大股东的持股比例之和代表其他股东的持股集中度，因此，本文提出假设：其他条件一定的情况下，其他前十大股东的持股比例之和与小股东保护正相关。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2010年沪、深两个交易所主板市场上1365家上市公司全部A股作为研究样本，并在此基础上进行了以下剔除：1.剔除148家被ST的公司；2.剔除34家金融保险类公司；3.剔除6家无控制股权公司；4.剔除13家两个或以上实际控制人的公司；5.剔除50家数据缺失的公司；6.剔除13家控制权小于10%的公司（通常认可的最终控股股东的控制权标准是10%以上），最后得到的有效样本为1101家。样本数据来源于国泰安数据库，并在此基础上对照上市公司年报在前十大股东出股比例基础上剔除了实际控制人及其一致行动人的持股比例，得到实证研究所需的其他前十大股东持股比例之和。

（二）指标选取

其中， M＇表示出席会议的股东所持表决权的投票结果占出席会议的股东所持表决权票数的比例， m表示某一预先设定比例， Pi表示股东i的持股比例， P0表示最大股东的持股比例， N表示全部股东数量， N1表示除最大股东外的大股东数量， w1表示除最大股东外的大股东出席股东大会的概率， w2表示小股东出席股东大会的概率， ω 表示某股东参加投票的概率。

四、统计结果与分析

（一）样本数据的描述性统计

本文使用spss17.0统计学软件进行数据处理。表1描述了样本的描述性统计结果。

表1 样本的描述性统计结果

观察表1，可以看出我国上市公司实际控制人的控制权比例较大，平均值为38.66%，说明我国上市公司的平均情况是“一股独大”，实际控制人牢牢控制着上市公司。

此外，根据统计结果，protect取值为5的公司为153家，占样本总量的13.90%；取值为4的公司为174家，占样本总量的15.80%；取值为3的公司为412家，占样本总量的37.42%；取值为2的公司为248家，占样本总量的22.52%；取值为1的公司为114家，占样本总量的10.36%。可见，我国中小股东保护情况还较差，公司法、证券法还应该加强中小股东保护方面的立法，从而增强资本市场的吸引力。

（二）相关性分析

为了验证变量之间的相关关系，本文应用spss17.0软件对相关变量进行了相关性分析。表2描述了本文所选取的变量之间的相关系数。

表2变量之间的相关性系数表

注：○1**表示在0.01水平（双侧）上显著相关，*表示在0.05水平（双侧）上显著相关，括号内的数字表示显著性概率。

观察表2，可以看出，中小股东保护变量与实际控制人股份流通性因素、前十大股东持股比例之和在0.01水平（双侧）上显著正相关，与实际控制人所有权比例、公司规模在0.01水平（双侧）上显著负相关。本文所提假设得到验证。

关于表征中小股东保护的指标，本文参考了张人骥、刘春江（2005）研究中的方法，并进行了微小修改。当实际控制人的持股比例大于或等于50%时，实际控制人绝对持股比例因素取1，当实际控制人的持股比例大于20%，小于50%时该因素取2，当实际控制人的持股比例小于20%时该因素取3；当实际控制人的持股比例大于或等于其他前十大股东的持股比例之和时，实际控制人相对持股比例因素取0，否则取1；当实际控制人的股份性质为国有，实际控制人股份性质因素取0，否则取1。

（三）回归分析

由于相关性分析在分析两个变量之间的相关性时未考虑其他变量的影响，分析结果具有一定的局限性，本文采用多元线性回归中的逐步回归方法对中小股东保护变量进行了多元线性回归分析。为了验证所提出的假设，设计以下模型：Protect=α+β1Conper+β2Shacon+β3Circulate+β4Size+ε

表3描述了中小股东保护变量的回归结果

观察表3，首先该模型调整的R2值较大，并且Sig.值为0.000，因此该模型的总体回归效果是显著的。另外，最后一列共线性容差均较大（大于20%），从而很好地降低了自变量之间的多重共线性问题，该模型有很好的解释效果。

进一步观察，β2β3为正，β1β4为负，说明中小股东保护与其他前十大股东的持股比例之和、实际控制人股份流通性因素正相关，与实际控制人控制权比例、公司规模负相关，假设得到验证。各自变量的显著性概率均小于0.05，因此自变量在0.05的显著性水平上能够很好地解释因变量。

五、结论

本文通过对2010年我国沪深A股主板市场的上市公司进行实证分析得出结论：其他条件一定的情况下，其他前十大股东的持股比例之和与小股东保护正相关。对其他股东而言，为削弱实际控制人的控制权，加强对其自身权益的保护，可以增加其股权集中度，可以考虑的手段之一就是股权制衡。此外，作为国家为保护中小股东权益，增强资本市场的吸引力，可以调整相关政策，比如削弱上市公司实际控制人对上市公司的绝对控制权，加强股票市场的流通性，等等。

（作者单位：山西大学管理学院）