柳 春，王新霞

(1.西安交通大學(xué) 金禾經(jīng)濟(jì)研究中心，陜西 西安 710049；2.西安外國語大學(xué) 經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院，陜西 西安 710128)

一、引 言

全世界范圍內(nèi)，只有英美等國家的企業(yè)股權(quán)較為分散，其他多數(shù)國家的企業(yè)股權(quán)較為集中，普遍存在終極控制人，且終極控制人通過類別投票、交叉持股、金字塔結(jié)構(gòu)等方式分離控制權(quán)和所有權(quán)[1]。大量研究兩權(quán)分離的文獻(xiàn)主要考察終極控制人對目標(biāo)公司的損害或提升效應(yīng)，并從“掏空”角度或 “支持”角度給出相應(yīng)的解釋[2-4]。然而，無論“掏空”還是“支持”都是終極控制人股權(quán)控制的結(jié)果，并非股權(quán)控制的原因。終極控制人為何要對企業(yè)進(jìn)行股權(quán)控制，甚至“發(fā)明”類別投票、交叉持股、金字塔結(jié)構(gòu)等方式？厘清這一問題對于理解終極控制人的行為邏輯非常重要，簡單從表象出發(fā)探討終極控制人可能的經(jīng)濟(jì)影響并不全面。關(guān)于終極控制人為何要對企業(yè)進(jìn)行股權(quán)控制，現(xiàn)有研究從理論和經(jīng)驗的角度提供了一些解釋。Demsetz等認(rèn)為企業(yè)控制權(quán)具有明顯的“欣慰潛力”(Amenity Potential)[5]，即給終極控制人帶來一切與經(jīng)營控制企業(yè)相關(guān)的潛在欣慰。Burkart等則將企業(yè)控制權(quán)集中歸因于法律保護(hù)不到位及契約執(zhí)行不力，掌握控制權(quán)有助于遏制經(jīng)理人對股東的利益侵害[6]。李增泉等從區(qū)域市場化和金融發(fā)展深度入手分析了民營企業(yè)集團(tuán)終極控制股東如何安排金字塔結(jié)構(gòu)[7]；而何軒等發(fā)現(xiàn)家族意圖[注]家族意圖(Family Intention)是對家族愿景(Vision)的追求，是企業(yè)家個體主觀的情感和價值觀。對家族企業(yè)股權(quán)配置有顯著的影響作用，企業(yè)家的中庸理性在此關(guān)系中起著顯著調(diào)節(jié)作用[8]。

公司治理結(jié)構(gòu)是企業(yè)適應(yīng)外部制度環(huán)境的內(nèi)生性反應(yīng)[1]，腐敗作為制度環(huán)境的重要維度，其對公司治理的影響是值得研究的重要課題。腐敗在世界范圍內(nèi)普遍存在，世界銀行調(diào)查數(shù)據(jù)顯示全球近20%的企業(yè)不止一次被政府官員暗示對其行賄[注]世界銀行企業(yè)分析部門整理匯總了2005—2014年135個國家13萬家企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)。。通常情況下，在獲取經(jīng)營許可、進(jìn)口許可、建造許可、政府訂單或其他政府活動中企業(yè)會遭遇政府腐敗或官員腐敗。在腐敗環(huán)境下政府行為異化，不再是純粹的“守夜人”。Stulz立足經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國家的制度特征，指出公司全部投資者共同受到政府侵占或幫助的影響，控制性股東可能會采取行動應(yīng)對侵占風(fēng)險或爭取幫助機(jī)會[9]。那么，政府腐敗是終極控制人對企業(yè)進(jìn)行股權(quán)控制的影響因素嗎？回答該問題對于理解終極控制人如何控制企業(yè)及其行為邏輯具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

中國民營企業(yè)的發(fā)展經(jīng)驗為研究腐敗環(huán)境與終極控制人股權(quán)控制問題提供了極為合適的情境。一方面，腐敗問題在中國受到越來越廣泛的關(guān)注。由于中國各地區(qū)制度發(fā)育和建設(shè)程度并不一致，腐敗程度呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，便于我們實證檢驗在不同程度的腐敗環(huán)境中終極控制人的股權(quán)控制行為是否存在不同。另一方面，中國民營企業(yè)普遍存在終極控制人，且多被置入金字塔結(jié)構(gòu)中，因此研究民營企業(yè)股權(quán)控制的影響因素顯得尤為重要。

遵循交易成本經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，我們認(rèn)為無論是應(yīng)對政府侵害還是爭取政府優(yōu)待，企業(yè)和政府之間所進(jìn)行的該類活動可以理解為關(guān)系型投資，是特殊的交易行為，因此需要特殊的治理機(jī)制與之相匹配。本文以中國民營企業(yè)為研究對象，剖析股權(quán)配置與上述關(guān)系型投資的匹配關(guān)系，進(jìn)而挖掘地區(qū)腐敗對民營企業(yè)終極控制人股權(quán)控制的影響。利用中國省際層面腐敗數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，結(jié)果顯示，雖然終極控制人的控制權(quán)不因腐敗程度的地區(qū)差異而顯著變化，但其所有權(quán)隨腐敗加劇而顯著降低，進(jìn)而導(dǎo)致兩權(quán)分離程度隨腐敗加劇而顯著增加。在添加一系列企業(yè)層面控制變量以及采用工具變量回歸方法之后，本文結(jié)果依然穩(wěn)健。

較之研究制度與公司治理的已有文獻(xiàn)，本文闡明掌握公司控制權(quán)是終極控制人為便于開展關(guān)系型投資的理性選擇，并發(fā)現(xiàn)區(qū)域腐敗及其滋生的政府行為異化對民營企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)有顯著影響，對于理解民營企業(yè)股權(quán)配置的成因提供了地區(qū)腐敗的新視角。其次，本文對于腐敗研究提供了兩個方面的重要補(bǔ)充：第一，已有文獻(xiàn)要么認(rèn)為腐敗是“潤滑劑”，有助于企業(yè)規(guī)避無效率的政府管制，提高經(jīng)濟(jì)效率；要么認(rèn)為腐敗是“沙子”，扭曲企業(yè)資源配置，阻礙經(jīng)濟(jì)增長，而本文提供了地區(qū)腐敗如何影響企業(yè)股權(quán)配置的經(jīng)驗證據(jù)。第二，利用中國省際層面腐敗數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，一方面避免了跨國腐敗數(shù)據(jù)可能缺乏可比性的缺陷，另一方面緩解了實證過程中遺漏重要潛在變量(如文化因素等)的問題，此外本文利用工具變量回歸方法進(jìn)一步解決了可能存在的內(nèi)生性問題。

二、制度背景與假說提出

在中國漸進(jìn)式改革和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，數(shù)以萬計的民營企業(yè)迅速涌現(xiàn)。在很大程度上，中國經(jīng)濟(jì)改革的成功得益于民營經(jīng)濟(jì)部門的大力發(fā)展。與東歐經(jīng)濟(jì)改革過程中絕大多數(shù)民營企業(yè)由原國有企業(yè)“變身”而來不同，中國民營企業(yè)很多是企業(yè)家白手起家創(chuàng)立并發(fā)展起來的，企業(yè)家大多保留了對企業(yè)的控制權(quán)[10]。

較之社會經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，中國制度建設(shè)的步伐有些遲緩。市場支持性制度的不完善導(dǎo)致地方政府及政府官員腐敗時有發(fā)生。一方面，地方政府仍然主導(dǎo)許多關(guān)鍵行政/經(jīng)濟(jì)資源的配置(如市場準(zhǔn)入、土地使用權(quán)審批、能源/電力以及水資源價格制定、金融資本獲取等)，而且資源分配往往是不透明且缺乏司法監(jiān)督的，加之經(jīng)濟(jì)收入管制的約束，政府官員有激勵憑借手中權(quán)力從事尋租活動。另一方面，民營企業(yè)面臨所有制歧視。較之國有企業(yè)，民營企業(yè)在獲取政府資源過程中處于劣勢地位，而且時常面臨繁瑣的政府管制和繁重的稅費負(fù)擔(dān)。因此，民營企業(yè)不得不將處理政府關(guān)系作為一項重要任務(wù)，力求在應(yīng)對政府事宜的過程中獲得政治傾斜或好處。聶輝華等指出腐敗客觀上為民營企業(yè)繞開一些無效率的政府管制提供了便利[11]。

根據(jù)交易成本經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，我們認(rèn)為無論是應(yīng)對政府侵害還是爭取政府優(yōu)待，企業(yè)和政府之間所進(jìn)行的該類活動可以理解為關(guān)系型投資[12]，是典型的交易行為，帶有特定的交易屬性。第一，資產(chǎn)專用性。民營企業(yè)開展關(guān)系型投資往往借助復(fù)雜的政治網(wǎng)絡(luò)。企業(yè)終極控制人或高管人員通過參與人大、政協(xié)來獲取政治身份，為與政府官員頻繁接觸創(chuàng)造機(jī)會。一旦政治身份終止，政治網(wǎng)絡(luò)隨之瓦解(無論政府還是企業(yè)都存在典型的“人走茶涼”現(xiàn)象)，構(gòu)建政治網(wǎng)絡(luò)的專用性投資很可能付諸東流。第二，不確定性。政府官員的“尋租”行為往往是不合理甚至違法的，中央政府和地方政府會不時地查處腐敗行為。隨著經(jīng)濟(jì)改革逐步深化，地方政府的經(jīng)濟(jì)干預(yù)不斷弱化，政府官員的“尋租”空間被壓縮。例如反腐、放權(quán)等外部因素會對民營企業(yè)進(jìn)行關(guān)系型投資的收益帶來重大沖擊。因此，民營企業(yè)進(jìn)行關(guān)系型投資可能并不能獲得預(yù)期的收益，是不確定的。第三，交易頻繁。與政府友好關(guān)系的建立可能是一時的，但維護(hù)是一個長期工程。民營企業(yè)的關(guān)系型投資必須持續(xù)、不間斷地進(jìn)行。若投資終止，不僅前期投資可能化為烏有，而且有可能招致更大的政府侵害風(fēng)險。綜合上述分析，本文推斷，民營企業(yè)有激勵設(shè)置特殊的治理機(jī)制，以便與此類關(guān)系型投資的順利開展相匹配。

股權(quán)結(jié)構(gòu)是公司控制權(quán)配置的核心要素，其他控制手段(如預(yù)算和資源分配權(quán)、關(guān)鍵職位任命權(quán))僅僅是股權(quán)控制的衍生物。本文認(rèn)為在一定程度上，終極控制人對民營企業(yè)進(jìn)行股權(quán)控制內(nèi)生于最小化關(guān)系型投資交易成本的需求。首先，股權(quán)控制可以大大降低關(guān)系型投資消息泄露的風(fēng)險。無論是政府官員還是民營企業(yè)家都傾向于保持尋租活動的隱秘性。若股權(quán)較分散，企業(yè)決策需要頻繁傳遞或共享信息，如此便會增加曝光風(fēng)險；若股權(quán)較集中，終極控制人擁有排他性的決策權(quán)，則減少了決策者間的信息傳遞需求。第二，股權(quán)集中大大增加了股權(quán)持有人的利益同質(zhì)性，降低了關(guān)系型投資的集體行動成本。利益目標(biāo)相同的決策者能夠更加有效地游說政府，從某種程度上講，終極控制人掌握決策權(quán)是便于高效開展關(guān)系型投資的最優(yōu)控制權(quán)結(jié)構(gòu)。第三，控制權(quán)集中能夠保證關(guān)系型投資收益被終極控制人所“獨享”，而不會被其他決策參與者稀釋。與政府建立友好關(guān)系可以幫助民營企業(yè)突破各種管制和進(jìn)入壁壘，獲得成本較低的銀行貸款或政府補(bǔ)貼等?？刂茩?quán)集中在一定程度上可以避免“搭便車”行為。

基于上述分析，本文認(rèn)為地區(qū)腐敗程度越嚴(yán)重，民營企業(yè)開展關(guān)系型投資的需求越高，越有必要設(shè)計一套與之相匹配的控制權(quán)結(jié)構(gòu)。給定股東投票權(quán)嚴(yán)格遵守“一股一票”原則，持股份額是掌握控制權(quán)大小的關(guān)鍵性決定因素。然而，中國民營企業(yè)的終極控制人通過一致行動、交叉持股、金字塔結(jié)構(gòu)等方式，憑借少量資金獲得較大控制權(quán)，特別是在多層金字塔結(jié)構(gòu)中。更為重要的是，終極控制人是經(jīng)濟(jì)理性的，為最大程度地規(guī)避政府侵害風(fēng)險，在不影響控制權(quán)的前提下，終極控制人更傾向于降低股權(quán)持有份額。與此同時，借助一致行動、交叉持股、金字塔結(jié)構(gòu)等手段，終極控制人持有的控制權(quán)將會超過所有權(quán)，出現(xiàn)兩權(quán)分離的現(xiàn)象。終極控制人在股權(quán)層面控制目標(biāo)公司的意圖越強(qiáng)烈，兩權(quán)分離越嚴(yán)重。針對地區(qū)腐敗與民營企業(yè)股權(quán)控制特征之間的關(guān)系，本文提出如下假說：

假說H1：地區(qū)腐敗越嚴(yán)重，民營企業(yè)終極控制人擁有的控制權(quán)越高。

假說H2：地區(qū)腐敗越嚴(yán)重，民營企業(yè)終極控制人擁有的所有權(quán)越低。

假說H3：地區(qū)腐敗越嚴(yán)重，民營企業(yè)的兩權(quán)分離現(xiàn)象越嚴(yán)重。

三、樣本、變量與模型設(shè)定

(一)樣本選取

本文民營上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)中國民營上市公司數(shù)據(jù)庫。初始樣本是2003—2012年滬深兩市中終極控制人能追溯到自然人或家族的上市公司，并做如下篩選：1)剔除發(fā)起上市時是國家(或國有)控股而后經(jīng)股權(quán)轉(zhuǎn)讓等變更為自然人或民營企業(yè)控股的上市公司，因為此類公司在與政府打交道時可能會受到先前政治關(guān)聯(lián)的影響，與純粹的民營公司可能存在較大不同；2)剔除金融類上市公司，因為金融行業(yè)具有特殊性，其報表構(gòu)成及內(nèi)容與非金融類企業(yè)有很大差異，不具有可比性；3)剔除PT類和ST類公司，因為此類公司的信息披露有失真可能；4)剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的公司；5)基于重要變量數(shù)據(jù)對高于99%分位數(shù)和低于1%分位數(shù)的樣本點進(jìn)行縮尾處理，最終樣本包含4 416個企業(yè)—年度觀測值。

本文研究時間窗口選擇2003—2012年，一方面是因為2004年12月13日，中國證監(jiān)會下達(dá)了關(guān)于修訂《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2 號》的通知，要求上市公司披露實際控制人情況，從政策層面為追溯上市公司終極控制人提供了可能。國泰安(CSMAR)中國民營上市公司數(shù)據(jù)庫自2003年開始披露民營上市公司終極控制人信息。另一方面，黨的十八大以來高壓反腐常態(tài)化，本文使用的省際層面腐敗數(shù)據(jù)在2012年之前和之后所蘊含的基本信息可能發(fā)生較大變化，數(shù)據(jù)之間的可比性大大降低。例如，2003—2012年平均每年被查處的副廳級以上干部僅30人，但2013年驟增到186人，2014年更是高達(dá)380人之多。

(二)變量定義

1.股權(quán)控制變量。針對不同假說，本文設(shè)定三個股權(quán)控制變量作為被解釋變量：1)控制權(quán)比例，借鑒La Porta等和Claessens等的算法，控制權(quán)比例為終極控制人與上市公司的股權(quán)關(guān)系鏈中最弱一層的投票權(quán)，或若干股權(quán)關(guān)系鏈中最弱一層投票權(quán)之和，記為Control right[1，13]；2)所有權(quán)比例，根據(jù)La Porta等的算法，所有權(quán)比例為終極控制人與上市公司的股權(quán)關(guān)系鏈中每層持股比例的乘積，或若干股權(quán)關(guān)系鏈中每條關(guān)系鏈上每層持股比例的乘積之和，記為Ownership right[1，13]；3)兩權(quán)分離程度，本文以“控制權(quán)比例/所有權(quán)比例”測度兩權(quán)分離程度，并記為Wedge。

2.地區(qū)腐敗變量。腐敗具有很強(qiáng)的復(fù)雜性和隱蔽性，難以直接且準(zhǔn)確地量化。部分學(xué)者采用“腐敗指數(shù)”[注]腐敗研究文獻(xiàn)中使用較多的腐敗指數(shù)有商業(yè)國際編制的“商業(yè)國際指數(shù)(BI)”、透明國際組織編制的“腐敗感知指數(shù)(CPI)”、世界銀行編制的“腐敗控制指數(shù)(CCI)”、世界各國風(fēng)險指南編制的“世界各國風(fēng)險指南指數(shù)(ICRG)”以及瑞士洛桑國際管理發(fā)展研究院編制的“世界競爭力年鑒指數(shù)(WCY)”?？坍嫺瘮。笖?shù)編制以及基礎(chǔ)信息采集受太多主觀因素的影響，且指數(shù)間的可比性有待進(jìn)一步商榷。參照聶輝華等的做法[11]，本文采用每百萬人口貪污賄賂立案數(shù)測度省份腐敗程度，記為Corruption。Corruption數(shù)值越大，意味著該地區(qū)腐敗越嚴(yán)重。較之腐敗指數(shù)，基于立案數(shù)據(jù)的測度指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化，且不受主觀意愿的影響。各省份貪污賄賂立案數(shù)據(jù)來自《中國檢察年鑒(2004—2013)》，人口數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2004—2013)。本文利用貪污賄賂立案數(shù)據(jù)作為地區(qū)腐敗程度的代理變量，雖然貪污賄賂并不局限于對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生直接影響的職務(wù)犯罪，如選舉犯罪或其他嚴(yán)格的政治性犯罪并不會對企業(yè)造成直接影響，但是不同類型的職務(wù)犯罪在很多情形下是彼此相關(guān)聯(lián)的。換句話說，一個地區(qū)的貪污賄賂立案數(shù)量越多，該地區(qū)的腐敗程度將會越嚴(yán)重，而這種環(huán)境氛圍將會影響企業(yè)的決策。

基于立案數(shù)據(jù)的腐敗度量可能面臨兩個質(zhì)疑。第一個質(zhì)疑是立案數(shù)據(jù)是在反映“反腐敗”強(qiáng)度，而非“腐敗”本身。但是，Jiang等以人均司法支出作為反腐敗力度的直接測度，檢驗發(fā)現(xiàn)腐敗立案數(shù)和人均司法支出是負(fù)相關(guān)的，側(cè)面說明立案數(shù)并沒有反映反腐敗強(qiáng)度[14]。第二個質(zhì)疑是在腐敗越嚴(yán)重的地區(qū)，由于腐敗事件可能很少暴露，立案數(shù)反而可能更少。本文承認(rèn)以立案數(shù)據(jù)測度地區(qū)腐敗存在一定誤差，但是給定在中央和地方雙重領(lǐng)導(dǎo)并以中央垂直領(lǐng)導(dǎo)為主的檢察機(jī)關(guān)體制下，不同地區(qū)間腐敗事件暴露的可能性應(yīng)該比較接近；換言之，各省之間明顯的反腐敗力度差異是較難長期且持續(xù)存在的[11]。

3.控制變量。實證模型中，除地區(qū)腐敗變量外，本文控制了一系列可能會對民營企業(yè)股權(quán)配置產(chǎn)生影響的企業(yè)層面變量。1)企業(yè)規(guī)模。企業(yè)規(guī)模越大，所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離導(dǎo)致的代理成本越大，越需要強(qiáng)有力的控制性大股東。本文以營業(yè)收入取自然對數(shù)LnSize來度量企業(yè)規(guī)模。2)成長能力。公司的快速成長是以急速膨脹的資金需求為基礎(chǔ)的。在制度不健全和要素市場不發(fā)達(dá)的新興經(jīng)濟(jì)體中，企業(yè)可能通過終極控制權(quán)配置組建內(nèi)部資本市場，以緩解外部融資不足和降低市場交易費用。本文利用總資產(chǎn)增長率Growth測度企業(yè)成長能力。3)財務(wù)杠桿。財務(wù)杠桿越大，企業(yè)財務(wù)風(fēng)險越大，終極控制人很可能通過控制權(quán)配置來降低財務(wù)風(fēng)險對自身的影響。本文以有形資產(chǎn)負(fù)債率Leverage測度企業(yè)財務(wù)杠桿。4)公司價值。公司價值取決于投資者對公司的未來預(yù)期，公司價值越高代表投資者對公司未來越認(rèn)可，借助控制權(quán)終極控制人可以謀求的利益更多。本文使用Tobin’sQ測度公司價值。5)盈利能力。若盈利良好，融資約束不大，終極控制人可能沒有必要稀釋股權(quán)；與此同時，持股比例越高，終極控制人可分享的企業(yè)盈利越多。本文使用凈資產(chǎn)利潤率ROE來測度企業(yè)盈利能力。6)盈利穩(wěn)定性。企業(yè)盈利越是不穩(wěn)定，越需要大股東監(jiān)督。本文利用ROE的標(biāo)準(zhǔn)差StdROE表征企業(yè)盈利穩(wěn)定性，StdROE越大，企業(yè)盈利的穩(wěn)定性越差。7)資產(chǎn)專用性。資產(chǎn)專用性越強(qiáng)，大股東與公司的利益捆綁越密切，越傾向于控制公司經(jīng)營；同時，較強(qiáng)的資產(chǎn)專用性意味著經(jīng)營復(fù)雜性大大增加，需要大股東的監(jiān)督。本文使用固定資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比Specificity來度量資產(chǎn)專用性。

(三)模型設(shè)定

為檢驗上述理論假說，設(shè)定如下模型：

Equity controlit=α+βCorruptionpt+ΘX+

ηp+χj+λt+εit

(1)

其中i表示公司，j表示行業(yè)，p表示省份，t表示年度；ε為殘差項；Equity control表示股權(quán)控制變量Control right、Ownership right或Wedge；Corruption是地區(qū)腐敗變量，X是企業(yè)層面控制變量。此外，為了更好地識別地區(qū)腐敗對股權(quán)控制的影響，本文控制了省份、行業(yè)、年度固定效應(yīng)。需要說明的是，本文使用“當(dāng)期”腐敗作為核心解釋變量，因為腐敗發(fā)生和腐敗立案之間存在時間滯后，“當(dāng)期”的腐敗立案本質(zhì)上是在捕捉“過去”的腐敗事實。

四、實證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1?？刂茩?quán)比例(Control right)均值為40.15%，中位數(shù)為38.84%，標(biāo)準(zhǔn)差為16.32%，意味著中國民營企業(yè)股權(quán)層面的控制權(quán)比較集中。所有權(quán)比例(Ownership right)均值為33.29%，中位數(shù)為31.34%，標(biāo)準(zhǔn)差為17.58%，可以看出終極控制人的持股主要集中于15%～50%之間。兩權(quán)分離程度Wedge顯示，平均而言，終極控制人擁有的控制權(quán)是所有權(quán)的1.48倍，說明中國民營上市公司存在明顯的兩權(quán)分離現(xiàn)象。值得注意的是，Wedge最小值為1，表明有些公司未采取分離所有權(quán)與控制權(quán)的方式(如金字塔結(jié)構(gòu)、交叉持股等)，而是選擇直接持股。此外，其他變量與已有文獻(xiàn)的描述基本相同，此處不再贅述。

① 依據(jù)各省份2003—2012年間Corruption的均值進(jìn)行排序，若某一省份Corruption均值高于中位數(shù)，劃歸為高腐敗地區(qū)；否則，劃歸為低腐敗地區(qū)。

② 根據(jù)變量間相關(guān)系數(shù)和VIFs檢驗(Variance Inflation Factors)，本文回歸模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。限于篇幅，文中未列出相關(guān)系數(shù)表格和VIFs檢驗結(jié)果。感興趣的讀者可向作者索取。

表1 變量描述性統(tǒng)計

注：受數(shù)據(jù)缺失的影響，不同變量的樣本量存在微小差別。

表2呈現(xiàn)了高腐敗/低腐敗地區(qū)的均值差異檢驗①。結(jié)果顯示，高腐敗地區(qū)Control right的均值略小于低腐敗地區(qū)，但僅在10%水平上顯著，而高腐敗地區(qū)Ownership right的均值明顯小于低腐敗地區(qū)，且在1%水平上顯著。此外，高腐敗地區(qū)Wedge的均值大于低腐敗地區(qū)，且在1%水平上顯著。分組檢驗結(jié)果初步驗證了假說H2和H3。

雖然分組檢驗結(jié)果部分支持了本文的理論假說，但是該檢驗可能存在遺漏變量偏誤問題，在后續(xù)回歸分析中本文將加入相關(guān)控制變量②，以更好地識別地區(qū)腐敗對股權(quán)控制的影響，此外將對可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行討論。

表2 高腐敗/低腐敗地區(qū)變量均值差異檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

(二)基準(zhǔn)回歸

表3呈現(xiàn)了模型(1)的回歸結(jié)果，分別報告了未添加公司層面控制變量和添加公司層面控制變量的回歸結(jié)果?？紤]到殘差項在年度—省份層面的相關(guān)性，本文報告了經(jīng)年度—省份聚類調(diào)整的標(biāo)準(zhǔn)誤。

表3 地區(qū)腐敗與股權(quán)控制：基準(zhǔn)回歸

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)是經(jīng)過年度—省份聚類調(diào)整的標(biāo)準(zhǔn)誤。

根據(jù)表3所示，相比未添加公司層面控制變量的回歸結(jié)果，添加該類控制變量后回歸模型的調(diào)整后R2均有明顯增加。在第(1)和(2)列中，Corruption的系數(shù)分別為-0.051和-0.063，不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，表明民營企業(yè)終極控制人所擁有的控制權(quán)并不隨地區(qū)腐敗程度的差異而顯著變化，假說H1未得到經(jīng)驗數(shù)據(jù)的支持。分析原因，獲取股權(quán)層面的控制權(quán)是有成本的，在權(quán)衡成本—收益之后終極控制人往往追求控制權(quán)的“臨界點”——保證決策話語權(quán)但又不會產(chǎn)生過高成本，所以終極控制人并不是盲目追求盡可能大的控制權(quán)。第(3)列中Corruption的系數(shù)為-0.131，在10%水平上顯著。第(4)列添加公司層面控制變量之后，Corruption的系數(shù)變?yōu)?0.143，而且在5%水平上顯著，說明地區(qū)腐敗對終極控制人持有的所有權(quán)產(chǎn)生負(fù)向影響，地區(qū)腐敗越嚴(yán)重，終極控制人持有的所有權(quán)越少，假說H2得到證實。在第(5)和(6)列中，Corruption的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明地區(qū)腐敗對兩權(quán)分離程度產(chǎn)生正向影響，地區(qū)腐敗越嚴(yán)重，兩權(quán)分離越明顯，假說H3得到證實。

對于公司層面控制變量，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模(LnSize)會顯著提高終極控制人所擁有的控制權(quán)和所有權(quán)，但對控制權(quán)的影響效果更大，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)規(guī)模和兩權(quán)分離程度之間顯著正相關(guān)。公司成長能力(Growth)對終極控制人擁有的控制權(quán)和所有權(quán)均產(chǎn)生顯著的正向影響，且對所有權(quán)的影響更為明顯，因而縮小了兩權(quán)分離程度。為降低財務(wù)風(fēng)險對自身的影響，終極控制人在面臨較高財務(wù)杠桿(Leverage)時會同時降低自身持有的控制權(quán)和所有權(quán)，而且程度相似，因此對兩權(quán)分離沒有顯著影響。公司價值(Tobin’sQ)和盈利能力(ROE)的提高，都對終極控制人擁有的控制權(quán)和所有權(quán)有顯著的正向影響，但對所有權(quán)的影響更大，進(jìn)而導(dǎo)致兩權(quán)分離程度有所降低。資產(chǎn)專用性(Specificity)越強(qiáng)，雖然會降低終極控制人擁有的控制權(quán)和所有權(quán)，但對控制權(quán)的影響較小，因此兩權(quán)分離程度會趨向嚴(yán)重。

(三)工具變量回歸

在基準(zhǔn)回歸模型中，為了減輕遺漏變量偏誤，本文加入了一系列公司層面控制變量以及行業(yè)、年度和省份虛擬變量；此外，在添加公司層面控制變量之后，Corruption的系數(shù)保持穩(wěn)定，而且回歸模型的調(diào)整后R2明顯增加，這都在很大程度上確保了回歸結(jié)果的可靠性。本文進(jìn)一步利用工具變量方法對回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗。

借鑒制度研究文獻(xiàn)[15]，本文選取1918—1919年各省份代表性城市人口數(shù)量作為當(dāng)前地區(qū)腐敗程度的工具變量。1918—1919年中國各省份人口數(shù)據(jù)來源于《中華歸主：中國基督教事業(yè)統(tǒng)計(一九〇一—一九二〇)》，我們通過加總代表性城市人口數(shù)據(jù)得到各省份人口數(shù)據(jù)[注]關(guān)于城市人口原始數(shù)據(jù)，《中華歸主：中國基督教事業(yè)統(tǒng)計(一九〇一—一九二〇)》特做出說明：“根據(jù)寄往全國各差會總堂宣教師的調(diào)查表而得出一般城市人口估計。把用這種方法得到的估計數(shù)與以前發(fā)表的海關(guān)統(tǒng)計報告、各種指南手冊、地理書、地圖冊、各大公司的城市人口統(tǒng)計、各差會本部報告、各地警務(wù)長官報告等進(jìn)行了審慎的對比后，并做了一些修改。因此，下列數(shù)字在準(zhǔn)確性與完全性方面與當(dāng)?shù)鼐用竦墓烙嫾八锌赡艿玫降囊呀?jīng)發(fā)表的有關(guān)參考資料十分相近?！?，并取自然對數(shù)，記為Pop_prov。

對于該工具變量的合理性，本文分析如下：首先，工具變量需要滿足相關(guān)性條件，即1918—1919年各省份人口數(shù)量與當(dāng)前地區(qū)腐敗程度是相關(guān)的。19世紀(jì)末20世紀(jì)初，中國遭遇西方列強(qiáng)侵略，同時爆發(fā)內(nèi)戰(zhàn)，由于缺乏強(qiáng)有力的中央政府，為了籌措巨額戰(zhàn)爭賠款，地方政府掠奪私有財產(chǎn)的現(xiàn)象普遍存在。清政府覆滅后，中國陷入長達(dá)30余年的軍閥割據(jù)時期。為維持軍隊，軍閥在轄區(qū)內(nèi)肆意征稅。戰(zhàn)火不斷和稅賦重壓迫使人們遷離戰(zhàn)亂頻繁的地區(qū)，人口和財富逐漸集中在能夠提供更好的人身和財產(chǎn)保護(hù)的地區(qū)。簡言之，給定人口的地域流動，特別是富裕階層可以選擇地域遷移，1918—1919年城市人口可以有效反映當(dāng)時的政府掠奪狀態(tài)，城市人口越多表明政府掠奪程度越低。此外，大量研究文獻(xiàn)證實區(qū)域之間制度層面的差異在長期內(nèi)持續(xù)存在[15]，因此1918—1919年各省份人口數(shù)量可能和當(dāng)前省份腐敗程度高度相關(guān)。其次，工具變量需要滿足排他性約束。作為歷史性數(shù)據(jù)，當(dāng)本文控制了一系列公司層面變量以及行業(yè)和年度固定效應(yīng)之后，該工具變量不太可能與當(dāng)前民營企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的其他影響因素相關(guān)，表明工具變量可以較好地滿足排他性約束。

表4呈現(xiàn)了工具變量的回歸結(jié)果。由于尋找的工具變量是截面數(shù)據(jù)，導(dǎo)致在回歸中無法加入省份虛擬變量，因此添加了可能影響股權(quán)控制的相關(guān)省份層面控制變量，包括收入水平Income、教育水平Edu以及法制建設(shè)Legal[注]收入水平Income以人均GDP取自然對數(shù)來度量；教育水平Edu以各省份6歲及以上人口平均受教育年限度量；法制建設(shè)水平Legal采用市場化指數(shù)子指數(shù)——律師、會計師等市場中介組織服務(wù)條件來度量[16]288-289。計算收入水平Income、教育水平Edu的原始數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究數(shù)據(jù)庫。。該類省份層面控制變量也幫助我們排除工具變量通過腐敗之外的其他省份層面變量影響企業(yè)股權(quán)的可能性，使工具變量盡可能滿足排他性約束。此外，所有模型均包含了企業(yè)層面控制變量以及行業(yè)和年度虛擬變量。

根據(jù)第一階段回歸結(jié)果，Pop-prov與Corruption高度負(fù)相關(guān)，說明工具變量滿足相關(guān)性條件，不可識別檢驗統(tǒng)計量進(jìn)一步確認(rèn)了這一結(jié)果。此外，弱工具變量檢驗排除了弱工具變量的擔(dān)憂。第二階段回歸結(jié)果顯示，在以Control right為被解釋變量的模型中，Corruption的系數(shù)仍然不顯著。在以O(shè)wnership right為被解釋變量的模型中，Corruption的系數(shù)為-0.293，在1%水平上顯著。最后，在以Wedge為被解釋變量的模型中，Corruption的系數(shù)為0.025，且在1%水平上顯著。總體而言，本文工具變量回歸結(jié)果進(jìn)一步確認(rèn)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 地區(qū)腐敗與股權(quán)控制：工具變量回歸

注：控制變量包括企業(yè)、省份控制變量以及行業(yè)、年度虛擬變量；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)是經(jīng)過年度—省份聚類調(diào)整的標(biāo)準(zhǔn)誤。

五、結(jié) 論

本文將企業(yè)應(yīng)對腐敗環(huán)境所進(jìn)行的一系列活動(降低政府侵害或者爭取政府優(yōu)待)理解為關(guān)系型投資，剖析公司股權(quán)配置與此類關(guān)系型投資的關(guān)系，并闡明終極控制人為了最小化關(guān)系型投資的交易成本，有較強(qiáng)激勵對企業(yè)進(jìn)行股權(quán)控制。利用中國省際層面腐敗數(shù)據(jù)和民營上市公司數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)，終極控制人擁有的控制權(quán)不因地區(qū)腐敗程度差異發(fā)生明顯變化，但終極控制人持有的所有權(quán)隨地區(qū)腐敗加劇而顯著降低，從而導(dǎo)致兩權(quán)分離程度隨地區(qū)腐敗加劇而顯著增大。在添加一系列企業(yè)層面控制變量以及采用工具變量回歸方法之后，本文實證結(jié)果依然穩(wěn)健。

本文結(jié)論對于深入理解民營企業(yè)的治理模式具有重要的意義。研究結(jié)果表明，終極控制人對民營企業(yè)進(jìn)行股權(quán)控制在一定程度上是應(yīng)對所處制度環(huán)境的一種理性選擇。本文從腐敗視角證實民營企業(yè)股權(quán)配置的策略選擇性，為進(jìn)一步解讀終極控制人(或控制性大股東)在董事會席位、高管人員任命等方面的選擇行為提供了未來可能的研究方向。

黨的十八大以來高壓反腐常態(tài)化，政府官員尋租行為大量減少，企業(yè)所處制度環(huán)境得到顯著改善。本文結(jié)論表明，腐敗顯著降低終極控制人持有的所有權(quán)，因此兩權(quán)分離程度增加，本文預(yù)期反腐敗將在很大程度上改善中國民營企業(yè)股權(quán)控制的現(xiàn)狀，進(jìn)而從公司治理角度為反腐敗的實施和深化提供政策參考。