退出的威胁能否抑制控股股东的私人利益？_股权分置改革论文

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      一、问题的提出

      大股东如何发挥治理作用一直是学术界研究的重点。传统理论认为大股东对经理人的监督是其发挥治理作用的主要机制。与小股东相比，由于持有较高比例的股权，大股东不存在在监督经理人上的“搭便车”问题(Grossman and Hart，1980)。通过向管理层提交提案(Nesbitt，1994；Smith，1996；Huson，1997；Opler and Sokobin，1995；Wahal，1996；Gillan and Stark，2000)、与管理层协商谈判(Shleifer and Vishny，1986；McCahery et al.，2011)、向媒体披露不利于管理层的信息(McCahery et al.，2011)，甚至通过更换管理层(Fama，1980；Jensen and Ruback，1983)等方式，大股东可以有效发挥公司治理作用，降低股东与经理人之间的代理成本(Grossman and Hart，1988)。

      大股东不仅可以通过以上方式发挥公司治理作用，同时，也可以通过退出威胁，约束经理人的自利行为(Admati and Pfleiderer，2009；Edmans，2009；Edmans and Manso，2011)。由于大股东对企业经营及财务状况拥有私有信息，如果经理人进行有损企业价值的行为，他们可以选择“用脚投票”，卖出公司股票。而作为知情交易者，大股东的退出行为会向市场传递不利信号，从而对股票价格产生负面影响，这将直接损害持有较多公司股票的管理层的利益，甚至会招致敌意并购行为的发生。因而，大股东这种潜在退出威胁能够约束经理人的机会主义行为。Bharath等(2013)和Edmans等(2013)对以上观点提供了有力的证据支持。

      然而，不同于美国等西方发达国家，中国等新兴资本市场的公司股权结构表现出高度集中且“一股独大”的特点。控股股东通过控制董事会，派出自己的直接代表或者自己本人担任公司董事长或首席执行官，从而掌握了公司资源支配权。控股股东可以通过资金占用(李增泉等，2004；姜国华、岳衡，2005；Jiang et al.，2010)、关联交易(余明桂、夏新平，2004，陈晓、王馄，2005，洪剑峭、薛皓，2009；魏明海等，2013；侯青川等，2014)、盈余管理(Leuz et al.，2003；Liu and Lu，2007；Aharony et al.，2010)等手段，侵害中小股东利益。因此，在新兴资本市场国家，公司主要的代理问题更多地表现为控股股东与其他股东之间的利益冲突(La Porta et al.，1998)。

      既然在西方发达资本市场国家，大股东退出威胁具有公司治理效应，可以降低经理人的代理问题，那么，在第二类代理问题严重的新兴资本市场国家(La Porta et al.，1998)，由于法律对投资者保护不够、其他大股东难以对控股股东产生制衡作用的情况下①，拥有公司私有信息的大股东(自此以后，凡涉及到对控股股东私利行为的讨论和检验时所提到的大股东都指的是除控股股东之外的其他大股东)，是否能够通过退出威胁对控股股东的私利行为产生影响呢？对此问题，已有文献并没有涉及。

      我们认为，大股东的退出威胁作为一项有效的治理机制，能够抑制控股股东的私利行为。由于大股东往往通过向公司派出董事或高管的方式参与公司治理和日常管理，他们对企业运营以及财务状况拥有私有信息，因此，如果不能通过公司内部的相关治理机制(如股东大会、董事会)即“用手投票”的方式约束控股股东的私利行为，他们可以选择“用脚投票”，卖出公司股票。无疑，作为知情交易者的大股东的退出行为会向市场传递不利信号，对公司股票价格产生负面影响。在集中的股权结构下，尽管股价的下跌难以导致控制权转移(Jiang and Kim，2014)，但是，它将直接损害持有较多公司股票的控股股东的利益。受此威胁，控股股东在事前将有较强的动机降低私利行为。

      由于持股比例较高的控股股东的财富更加集中，难以有效地分散公司特有风险(Fama and Jensen，1983)，因此，一旦拥有私有信息的其他大股东退出，股票价格的下降将更大地损害持股较多的控股股东利益。与此同时，在控股股东持股既定的情况下，其他大股东相对于控股股东的持股越少，其对控股股东行为的影响越弱，从而参与公司治理的动机便越小。但是，较低的持股比例却为大股东的退出提供了便利②，反而增强了大股东退出的可信性。因此，我们认为，大股东退出威胁将会在其退出对控股股东财富的影响更大(控股股东持股比例更高)、退出更可信(持股比例相对于控股股东更少)时产生的效应更强。

      同时，较强的外部法律保护和外部审计，能够提高控股股东侵占上市公司利益行为被发现和被起诉的概率，进而能够约束控股股东的私利行为(La Porta et al.，1998，2000；Fan and Wong，2005)。因此，如果法律对投资者利益保护较好，或在存在较好的其他外部公司治理机制(如高质量外部审计)的情况下，控股股东私利行为可能并不严重。在此情况下，其他大股东的退出威胁可能产生的公司治理效应非常有限。Admati和Pfleiderer(2009)指出，在代理人更有可能侵害公司利益时，大股东的退出威胁效应更强。由此可以推断，在面临较低程度的外部监督使得控股股东更有可能侵害公司利益的时候，其他大股东的退出威胁对控股股东私利行为的抑制作用将会更大。

      尽管中国等新兴资本市场国家的第二类代理问题比较突出，但是，第一类代理问题即股东经理人的利益冲突也是普遍存在的。例如，相关研究表明，管理者权力使得我国上市公司高管薪酬存在粘性特征(方军雄，2009)；权力强大的管理者可以自己设计激励组合，在获取权力收益的同时实现高货币性补偿(吕长江、赵宇恒，2008)；等等。对此，我们感兴趣的问题是，大股东的退出威胁在抑制了控股股东私利的同时，是否会导致控股股东转而追求共有收益，努力改善公司治理，从而降低第一类代理问题呢？对此，在拓展性检验部分，本文考察了大股东的退出威胁对经理人薪酬—业绩敏感性的影响。

      我们认为，中国上市公司特殊的股权结构以及发生在2005-2007年之间的股权分置改革为我们检验以上问题提供了很好的自然场景。根据我们的统计结果，在我国，近1/3的上市公司除控股股东之外，还至少存在一个力量较强的大股东(持股比例在10%以上)，这些持股较多的大股东为了维护自身利益，有动机和能力搜集关于企业日常运营情况的私有信息；而由于持股较多，他们在董事会以及公司管理层中往往也会有自己的代表，便于他们了解公司的相关情况。同时，股权分置改革使得控股股东和其他大股东所持有的股份由原来的非流通股变为流通股，一方面使得控股股东财富与股票价格密切相关；另一方面，为其他大股东的退出提供了可能③。

      基于以上分析，本文利用2000-2011年A股上市公司数据，并根据上市公司在年度报告中明确披露的信息，对属于一致行动的大股东进行了合并整理，较好地区分了控股大股东和非控股大股东。在此基础上，我们分别根据每一家公司的股改年度定义其股权分置改革的完成时点，研究其他大股东的退出威胁对控股股东私利行为的影响。实证检验结果表明，大股东退出威胁显著降低了控股股东的私利行为，并提升了公司业绩④。同时，我们还发现，当大股东退出对控股股东财富的影响更大(控股股东持股比例更高)、退出更可信(持股比例相对于控股股东更少)以及处于对控股股东外部约束更差的环境下(法律保护较差地区和非国际四大审计的公司)，大股东的退出威胁更为有效。进一步检验的结果表明，大股东的退出威胁还加强了经理人的薪酬—业绩敏感性，即缓解了股东经理人的利益冲突。

      本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，本文从一个新的视角，为大股东的退出威胁作为一种公司治理机制提供了来自于新兴资本市场国家的经验证据，进一步丰富和发展了大股东治理领域的文献。Admati和Pfleiderer(2009)、Edmans(2009)以及Edmans和Manso(2011)认为，大股东可以通过退出威胁来约束经理人，降低股东与经理人之间的代理冲突，这一观点得到了Bharath等(2013)和Edmans等(2013)的实证支持。与以上研究不同，本文基于新兴资本市场国家的特殊公司治理问题，运用中国数据所进行的研究表明，非控股大股东的退出威胁作为一种有效的公司治理机制，能够约束控股股东的利益侵占行为，从而缓解控股股东与其他股东之间的利益冲突问题。

      第二，本研究丰富了股票流动性的公司治理效应这一领域的文献。Coffee(1991)、Bhide(1993)以及Aghion等(2004)认为，较高的流动性会降低股东的监督意愿，因为当大股东不满意经理人的行为时，较高的流动性会降低其退出成本，使其更加倾向“用脚投票”而不是积极监督，进而削弱了大股东的监督作用。然而，从另一方面讲，流动性有利于大股东退出，而大股东的退出行为会迫使经理人努力工作并减少机会主义行为，因而流动性有利于大股东发挥公司治理作用(Admati and Pfleiderer，2009；Edmans，2009；Edmans and Manso，2011)。而本文研究表明，在股权分置改革为公司股票提供流动性之后，非控股大股东的退出威胁减少了控股股东的利益侵占行为，并提升了公司绩效。因此，本文的研究结论对于更好地理解股票流动性如何影响公司治理具有较好的启示意义。

      第三，本文的研究也补充了股权制衡领域的研究。国外关于股权制衡的研究发现多个大股东的存在能够降低代理成本，提升了公司价值，肯定了其在公司治理中的积极作用(Lehman and Weigand，2000；Volpin，2002；Maury and Pajuste，2005；Laeven and Levine，2008；Attig et al.，2008；Attig et al.，2009)。然而，西方文献在讨论代理问题时，更多关注的是经理人的代理问题。与此同时，尽管许多学者基于中国上市公司数据研究了股权制衡对于控股股东私利行为(李增泉等，2004；高雷等，2006)，以及对公司绩效的影响(白重恩等，2005；徐莉萍等，2006；陈德萍、陈永圣，2011)，然而，这些研究更多的是从大股东积极参与公司治理，而不是从退出威胁这一视角进行研究的。本文研究发现，其他大股东可通过退出威胁来约束控股股东的机会主义行为，进而提升公司经营业绩，从而有助于理解股权制衡在公司治理中的积极作用。

      余文的结构安排如下：第二部分介绍了本文的研究设计；在第三部分，我们实证检验了其他大股东退出威胁对控股股东私利行为的影响，同时，还进行了一些拓展性分析；第四部分进一步检验了大股东退出威胁对第一类代理问题的影响；在第五部分，我们进行了一些稳健性检验；最后是本文的结语。

      二、研究设计

      (一)数据来源与样本选择

      本文初始研究样本为中国2000-2011年间的全部A股上市公司，数据选取自CSMAR数据库。由于我国一定比例上市公司的股东通过产权关联、亲缘关联、任职关联或签署“一致行动人协议”等形式作为一致行动人共同持股，在行使表决权时会采取相同行动以维护自身的权益(魏明海等，2013)，因此，我们对上市公司的股权情况进行了手工整理，把股东为一致行动人的确定为一个股东，将其持股数量进行合并。

      按照已有研究惯例和本文的研究特点，我们按以下标准对样本进行筛选：(1)剔除金融行业；(2)剔除了第一大股东持股比例低于10%即公司不存在本文所界定的控股股东和任何大股东的样本；(3)剔除相关数据缺失的样本；(4)为消除极端值的影响，我们对所有的连续变量进行了1%和99%的Winsorize处理。最后我们共得到15774个观测值。

      (二)大股东的界定

      由于制度背景和研究目的的不同，已有文献在大股东定义上存在一定差异。例如，Maury和Pajuste(2005)、Laeven和Levine(2008)、Attig等(2008)以及Attig等(2009)等将大股东定义为持有公司股份超过10%的股东；而Bharath等(2013)和Edmans等(2013)则沿用SEC(Securities Exchange Act of 1934)的定义，将持股超过5%的股东视为大股东。如前文所述，大股东退出威胁产生公司治理效应的基本逻辑是大股东对公司情况拥有私有信息，他们的退出将对股票价格产生不利影响。从我国的情况来看，自2004年修订的《公司法》开始，单独或者合计持有公司10%以上股份的股东有权向董事会请求召开临时股东大会。同时，在持有公司股份超过10%的情况下，基本上可以向上市公司派出至少一名董事，或者要求向上市公司派出高管，参与公司决策和经营管理。因此，本文将持股比例超过10%的股东定义为大股东。当然，持有公司5%的股份的股东尽管可能不足以向上市公司派出董事或高管参与公司决策和日常经营管理，但是，由于持股比例较高，他们有足够的动机收集公司经营和财务状况的相关信息，因此，他们的退出仍旧具有信息含量，从而产生公司治理效应。基于此，在稳健性检验部分，我们也将持股比例大于5%的股东界定为大股东，进行了相应的检验。

      (三)控股股东私利行为的度量

      控股股东的私利行为往往难以观察、界定和衡量。从已有文献情况看，早期的文献大多采用间接方法进行衡量，如通过企业集团内部的并购行为(Bae et al.，2002)和定向增发(Baek et al.，2006)的市场反应、集团成员企业之间利润的敏感性(Bertrand et al.，2002)，等等，检验控股股东在集团内部是否存在利益输送现象。近些年来，越来越多的文献使用控股股东对上市公司的资金占用(李增泉等，2004；姜国华、岳衡，2005；Jiang et al.，2010)，或者上市公司与控股股东之间的关联交易(余明桂、夏新平，2004；陈晓、王馄，2005；洪剑峭、薛皓，2009；魏明海等，2013；侯青川等，2014)等指标，直接衡量控股股东的私利行为。众所周知，从2003年开始，我国证监会加强了对控股股东占款行为的监管⑤，控股股东难以继续通过该种方式获取私有收益，直接的资金占用已不再适合被用来衡量大股东私利行为(Jiang et al.，2014)。因此，本文利用上市公司与控股股东及其关联方进行的关联交易衡量控股股东的私利行为。

      (四)实证模型与变量定义

      尽管中国上市公司股权较为集中，但是，整体上看，上市公司的股权结构可以分为两大类：仅存在控股股东而没有其他大股东的股权结构，我们将其称之为第一类股权结构；另一种是除控股股东之外至少存在一个持股比例较高的大股东，我们将其称之为第二类股权结构。无疑，我们不能简单地通过比较第二类股权结构的公司在股权分置改革之后控股股东的私利是否降低，来验证大股东退出威胁是否产生了公司治理效应，而应该将其与第一类股权结构对比分析。具体而言，如果我们发现在股权分置改革为大股东退出提供了可能性之后，相对于第一类股权结构的公司，在第二类股权结构的公司中控股股东私利行为下降更多，则表明大股东的退出威胁能够抑制控股股东的私利行为。具体的实证模型如下：

      

      其中，Tunnel代表控股股东私利行为。我们从两个方面进行了衡量：所有关联交易合计占总资产的比值Rpta(行业调整后)⑥和剔除关联交易中可能存在一定噪音交易类别之后的关联交易之和与总资产的比值Rptb(行业调整后)⑦。Multi为公司是否为第二类股权结构哑变量，如果公司除控股股东之外至少存在一个持股比例在10%以上的大股东则赋值为1，否则为0。我们以上市公司是否完成股权分置改革衡量退出威胁Exit，如果上市公司完成股权分置改革，则此后年度赋值为1，否则为0。Exit×Multi为退出威胁与公司是否为第二类股权结构的交互项，是我们要检验的关键变量，当其系数显著为负时，说明在股权分置改革之后，在第二类股权结构公司中控股股东私利行为下降更多，即大股东通过退出威胁降低了控股股东私利行为。

      借鉴Maury和Pajuste(2005)、叶康涛等(2007)以及Bharath等(2013)等相关研究，本文控制了控股股东持股比例Top1、独立董事规模Indepen⑧、公司规模Size、企业负债率Lev、高管薪酬Comp_ceo、企业性质Soe和托宾Q等变量，各变量的定义详见表1。同时，我们还控制行业和年度效应。需要说明的是，为了保证结论的稳健性，本文借鉴Petersen(2009)的方法，对本文所涉及回归模型的标准误均经过公司层面的聚类调整。

      尽管关联交易被认为是控股股东侵占中小股东利益的主要手段，但是，也有学者认为关联交易对企业是有利的。例如，控股股东能够通过企业集团内部关联交易降低交易成本，提升成员企业价值(Khanna and Palepu，1997)，甚至控股股东可以通过关联交易对上市公司进行支持(Jian and Wong，2010)。因此，为了表明控股股东进行关联交易可能更多的是为了获取控制权私有收益，在一定程度上保证本文对控股股东私利行为指标界定和衡量的合理性和准确性，我们同时检验了大股东退出威胁对企业绩效的影响。检验模型如下：

      

      其中，Roa为经过行业调整后的总资产收益率，其他变量同模型(1)，交互项Exit×Multi为检验的关键变量，当其系数显著为正时，说明在股权分置改革之后，大股东退出威胁能够改善公司绩效。

      (五)描述性统计

      首先，我们按照公司大股东个数将全部样本分为第一类股权结构(即公司仅有一个控股股东。下同，不再赘述)公司样本和第二类股权结构(即除控股股东之外，至少存在一个其他大股东。下同，不再赘述)公司样本，并区分股改前和股改后，就我们关心的主要变量进行了对比分析，结果如表2所示。

      从表2可以看出，就第一类股权结构样本而言，在股改前，代表控股股东私利行为的Rpta和Rptb均值分别为0.157和0.153，在股改后，Rpta和Rptb的均值分别为0.165和0.161，均上升了0.08，但这一差异在统计上并不显著；与此相反，在第二类股权结构样本中，股改前，Rpta和Rptb均值分别为0.124和0.122，在股改后，其均值分别为0.084和0.08，分别下降了0.041和0.042，这一差异在1%水平上显著。从绩效情况看，股权分置改革之后，第一类股权结构和第二类股权结构的公司绩效都有显著提升，但是，可以看出第二类股权结构公司样本的绩效提升幅度更高。

      以上结果初步表明，在股权分置改革之后，相对于第一类股权结构样本，第二类股权结构样本的控股股东的利益侵占行为下降更多，并且企业绩效提升程度也更大，可以说明在股权分置改革为大股东的退出提供了可能之后，非控股大股东的退出威胁发挥了公司治理作用，抑制了控股股东的私利行为。

      其次，我们将全部样本分为第一类股权结构公司样本和第二类股权结构公司样本，对其分别就主要变量进行了描述性统计，具体结果如表3所示。

      

      从表3可以看出，第二类股权结构及公司存在控股股东之外的大股东这一情况在我国A股市场较为普遍，其观测值约占全样本的28.2%(4452/(4452+11322))。第一类股权结构公司的控股股东的私利行为Rpta和Rptb均值(中位数)分别为0.161(0.009)和0.158(0.008)，而第二类股权结构的公司的Rpta和Rptb均值(中位数)分别为0.107(-0.024)和0.104(-0.023)，其均值和中位数均少于第一类股权结构公司。从绩效情况看，第一类股权结构公司的Roa均值(中位数)为-0.007(0)，而第二类股权结构公司为-0.011(0)，尽管第二类股权结构公司的绩效均值较第一类股权结构的样本较低，但中位数却基本一致。其余变量的描述性统计结果详见表3，这里不再赘述。

      需要说明的是，我们对模型中涉及的变量进行了相关性检验，从检验结果看，尽管变量之间存在显著的相关关系，但相关系数并不大，表明变量之间并不存在严重多重共线性问题。

      三、实证检验结果

      我们首先检验了其他大股东退出威胁能否降低控股股东的私利行为，并改善了企业绩效。同时，为了排除可能存在的时间效应，我们又以其他年份作为外生冲击的时间点，进行了虚拟冲击检验。然后，我们检验了当控股股东财富更加集中、其他大股东退出威胁更加可信，以及处于对控股股东外部约束更差的环境下(法律保护较差地区和非四大审计的公司)，大股东的退出威胁是否更为有效。

      (一)退出威胁与控股股东私利行为

      我们使用模型(1)，检验了大股东退出威胁对控股股东私利行为的影响，同时，利用模型(2)也检验了大股东的退出威胁对企业绩效的影响。具体结果如表4所示。

      表4中列(1)和列(2)的结果表明，Multi回归系数不显著，说明总体来看两类股权结构的公司在控股股东私利行为上并没有显著差异；Exit的回归系数显著为负，说明在股改后两类企业控股股东私利行为均有所降低；最重要的是，我们的关键变量Exit×Multi显著为负，说明相对于第一类股权结构的公司，第二类股权结构公司的控股股东私利行为在股改后下降更多。由此可以看出，在股改前，即大股东难以自由退出的情况下，其他大股东无法有效抑制控股股东私利行为，而在股权分置改革为大股东的退出提供了可能之后，非控股大股东的退出威胁发挥了公司治理作用，约束了控股股东的利益侵占行为。

      表4中列(3)的结果表明，Multi回归系数不显著，说明总体来看两类股权结构的公司在绩效上并没有显著差异。Exit的回归系数显著为正，说明在股改后，两类企业的绩效均有所上升。我们的关键变量Exit×Multi显著为正，说明相对于第一类股权结构的公司，第二类股权结构公司的绩效在股改后提高更多。由此可以看出，在股权分置改革为大股东的退出提供了可能之后，非控股大股东的退出威胁提升了企业业绩。这一结果也在一定程度上说明本文选取关联交易作为控股股东私利行为的衡量指标是合理和准确的。

      

      需要注意的是，上述我们发现的结果可能是一种事先便已经存在的趋势，如大股东的公司治理效应随着时间推移变得更加有效，而非股权分置改革引起的大股东退出效应。基于此，为了排除这种潜在的解释，我们借鉴Bharath等(2013)的做法，以其他年份作为外生冲击的时间点，进一步检验了虚拟的事件冲击作为退出威胁的代理变量时，大股东的治理作用是否发生显著变化。具体地，我们构建指标Pseudo以替代前文的Exit哑变量，并将2005年及以后年度的Pseudo定义为1，而将2000-2004年样本的Pseudo定义为0⑨。由于以其他年份作为退出威胁的代理变量并不会增加大股东退出的可能性，因此，我们认为，虚拟事件冲击前后大股东的公司治理作用不会发生显著变化，即交互项Pseudo×Multi的系数不显著。在此基础上，我们分别对模型(1)和模型(2)进行了回归，具体结果如表5所示。

      表5报告的3列回归的交互项Pseudo×Multi系数均不显著，这意味着以其他年份作为退出威胁的代理变量并没有产生公司治理效应。因此，我们认为，对控股股东私利行为的抑制作用是因为股权分置改革事件导致的大股东退出威胁，而非大股东治理效应的时间趋势。

      (二)退出威胁与控股股东私利行为：区分控股股东财富集中度和大股东退出可信性

      在此部分，我们检验了在控股股东持股比例更高，即大股东退出造成控股股东财富损失更大，以及其他大股东持股比例相对于控股股东更少，即大股东的退出可信度更高时，退出威胁的作用是否更大。

      1.退出威胁与控股股东私利行为：控股股东财富集中度的影响

      相对于持股较少的股东，持股比例较高的控股股东财富更加集中，难以有效地分散公司特有风险(Fama and Jensen，1983)。一旦拥有私有信息的其他大股东退出，股票价格的下降将更大地损害持股较多的控股股东的财富。因此，大股东退出威胁可能会在控股股东持股比例更高的企业更加有效。

      为了验证大股东的退出威胁是否在控股股东持股较多的企业中更加有效，我们选取了第二类股权结构的子样本进行检验。首先，用控股股东持股比例连续变量Top1进行了检验；其次，构建了控股股东是否持股较多的哑变量H-Top1，具体地，若控股股东持股比例高于中位数，则将H-Top1定义为1，否则为0。所得结果如表6所示。

      表6列(1)和列(2)显示了控股股东持股比例连续变量的回归结果，列(3)和列(4)报告了控股股东是否持股较高哑变量的回归结果。从中可以看出，检验的关键变量Exit×Top1和Exit×H-Top1显著为负，这说明在控股股东持股比例较高，即在退出造成控股股东财富损失更大时，大股东的退出威胁作用更大。

      2.退出威胁与控股股东私利行为：大股东退出可信性的影响

      大股东的退出威胁不仅取决于大股东退出对企业控股股东财富的影响，也取决于大股东退出的可信性(Admati and Pfleiderer，2009；Edmans，2009；Edmans and Manso，2011)。大股东参与公司治理或退出的动机不仅会受到其自身持股规模的影响，更会受到其他大股东和控股股东持股差距的影响。尽管在控股股东持股既定的情况下，其他大股东的持股之和相对于控股股东越少，他们参与公司治理的倾向越低，然而，较低的持股比例反而为大股东的退出提供了便利，从而增强了他们退出的可信性。

      

      

      为了检验了大股东的退出可信性对退出威胁的影响，我们选取了第二类股权结构的子样本，并分别构建了控股股东持股与其他大股东持股比例之差的连续变量Differences及是否为高持股差的哑变量H-Differences，并对之进行了回归⑩。结果如表7所示。

      表7的列(1)和列(2)报告了以持股差连续变量度量大股东退出可信性的回归结果；列(3)和列(4)报告了以是否高持股差哑变量度量大股东退出可信性的回归结果。从中可以看出，检验的关键变量Exit×Differences和Exit×H-Differences显著为负，说明在控股股东持股一定的情况下，大股东持股比例之和相对于控股股东更少，即在退出可信度更高时，大股东的退出威胁更大，更能有效地抑制控股股东的私利行为。

      综合表6和表7的结果，可以看出，在对控股股东财富的影响更大(控股股东持股比例更高)以及退出更可信(持股比例相对于控股股东更少)时，大股东退出威胁作用更大。

      

      (三)退出威胁与控股股东私利行为：区分法律环境和审计质量

      我们进一步从公司所处外部法律环境和审计质量两个角度来检验在面临较低程度的外部监督即控股股东更有可能侵害公司利益的时候，大股东的退出威胁对控股股东私利行为的抑制作用是否更大。

      1.退出威胁与控股股东私利行为：区分法律环境

      法律保护是公司外部治理的一个重要组成部分(Shleifer and Vishny，1997)。严格、功能健全的法律制度以及公正、有效率的执法能够赋予中小投资者法律力量(La Porta et al.，1998，2000)，在中小投资者发现控股股东侵犯了他们的利益时，能够很容易地通过法律手段进行索赔，增加控股股东财富掠夺的法律风险和成本(Nenova，2003；Dyck and Zingales，2004)。因而，较好的法律保护能有效地抑制控股股东的私利行为(沈艺峰等，2005；姜付秀等，2008；王鹏，2008；郑国坚等，2013)。如果公司所处外部法律环境较好，控股股东私利行为可能并不严重。在此情况下，大股东的退出可能并不会产生所谓的公司治理效应。Admati和Pfleiderer(2009)指出，在代理人更有可能侵害公司利益时，大股东的退出威胁效应更强。因此，我们认为，相对于外部法律环境较好的公司，大股东退出威胁在外部法律环境较差的公司中发挥的作用更大。

      参照郑志刚和邓贺斐(2010)、黄继承等(2014)等的研究，本文采用樊纲、王小鲁和朱恒鹏(2011)所编制的市场化指数分项指标中的“市场中介组织的发育和法律制度环境指数”来衡量企业所在地区的法律环境，该指数越大则表示该地区法律制度环境越好。由于该指数不仅反映了各地区的公正执法和执行效率，还涵盖了法律中介组织的发育水平、知识产权保护和消费者权益保护，因此，很好地刻画了我国各地区法律对投资者权利的保护，并被近来的研究广泛采用。

      为了检验大股东退出威胁是否在外部法律环境较差的公司作用更大，我们按照公司所处地区法律环境的不同，将样本划分为高法律环境组和低法律环境组两个子样本，进行了分组检验。表8报告了分组检验的结果。

      表8中列(1)和列(3)报告了低法律环境组的回归结果；列(2)和列(4)报告了高法律环境组的回归结果。从中可以看出，在低法律环境组，Exit×Multi的回归系数显著为负，这说明大股东的退出威胁显著降低了控股股东的私利行为；在高法律环境组，Exit×Multi的回归系数不显著，大股东的退出威胁并不影响控股股东私利行为。为保证结论的稳健，我们对不同组别Exit×Multi的回归系数进行了差异检验，结果显示二者在5%的显著性水平下存在差异。以上结果表明，对外部法律环境较差的公司，大股东退出威胁作用更大，更能够抑制控股股东的私利行为。

      2.退出威胁与控股股东私利行为：区分审计质量

      审计被认为是一种能够减轻公司内代理冲突的有效机制(Jensen and Meckling，1976)，能够减少企业契约各方的信息不对称，使得契约得到有效执行(Watts and Zimmerman，1986)。为了降低信息不对称，那些并未侵占中小股东利益的控股股东可能倾向于聘任高质量审计服务作为一种信息传递机制(Chow，1982)。同时，高质量的审计监督会迫使控股股东减少利益侵占行为(Fan and Wong，2005)。魏明海等(2013)以及郑国坚等(2013)针对中国上市公司的研究发现，高质量审计能够有效地抑制控股股东的私利行为。因此，与法律环境部分的分析逻辑一致，我们预期大股东退出威胁在低审计质量的样本组里作用更大。

      参照魏明海等(2013)、郑国坚等(2013)的研究，我们以企业是否聘请国际“四大”作为衡量企业审计质量的标准。具体地，我们将样本分为低审计质量组(非国际四大审计组)和高审计质量组(国际四大审计组)两个子样本，进行了分组检验。表9报告了区分样本后的回归结果(11)。

      表9中列(1)和列(3)报告了低审计质量组的回归结果；列(2)和列(4)报告了高审计质量组的回归结果。从中可以看出，在低审计质量组，Exit×Multi的回归系数显著为负，这说明大股东的退出威胁显著降低了控股股东的私利行为；在高审计质量组，Exit×Multi的回归系数不显著，说明大股东的退出威胁并没有对控股股东私利行为产生影响。为保证结论的稳健，我们对不同组别Exit×Multi的回归系数进行了差异检验，结果显示二者在1%的显著性水平下存在差异。以上结果表明，在审计质量更差的情况下，大股东退出威胁作用更大。

      综合表8和表9的结果，可以看出，在控股股东面临较弱的外部约束可能导致第二类代理问题更加严重的企业内，大股东退出威胁作用更大。

      

      

      四、进一步的研究：退出威胁对第一类代理问题的影响

      尽管中国等新兴资本市场国家的第二类代理问题比较突出，但是，第一类代理问题即股东经理人的利益冲突也是普遍存在的。对此，我们进一步检验了大股东的退出威胁在抑制了控股股东私利行为的同时，是否会增强经理人薪酬与业绩的敏感性，进而降低第一类代理问题。我们认为，大股东退出威胁作为一种有效的公司治理机制，能够促使控股股东采取有助于企业绩效提升的行为，以避免其他大股东的退出。一方面，控股股东可通过降低其私利行为以缓解企业内的第二类代理问题，提高企业绩效；另一方面，控股股东可通过提升其对管理层的激励以缓解第一类代理问题，增强管理层提高公司绩效的动机。因此，在面临大股东退出威胁的情况下，控股股东会加强对经理人的监督，采取与业绩挂钩的薪酬机制，促使其采取有利于公司价值提升的行为(12)。

      为了验证我们的观点，在此部分，我们考察了大股东退出威胁对经理人薪酬—业绩敏感性的影响。在区分第一类股权结构样本和第二类股权结构样本之后，我们检验了在股改前后两类企业高管薪酬—业绩敏感性的变化差异。检验结果如表10所示。

      表10中的列(1)报告了第一类股权结构样本的回归结果；列(2)报告了第二类股权结构样本的回归结果。可以看出，尽管股改后，两类样本的薪酬—业绩敏感性均有提升，但是，第一类股权结构样本公司的薪酬—业绩敏感性的提升幅度为0.574，而第二类股权结构样本公司的薪酬—业绩敏感性提升幅度为1.498，明显高于第一类股权结构企业的提升幅度。通过对交互项进行组间差异检验，发现此差异在5%的显著性水平下显著存在。这一结果表明，大股东退出威胁作为一种有效的公司治理机制，在抑制了控股股东私利行为同时，也进一步完善了经理人的激励契约，降低了第一类代理问题。

      

      五、稳健性检验

      为了增强本文结论的可靠性，我们从如下几个方面进行了相应的稳健性检验。

      (1)在此，我们以未经行业调整的关联交易和总资产收益率作为控股股东私利行为和企业绩效的代理变量，重新进行了检验，结果保持不变。

      (2)参照Bharath等(2013)和Edmans等(2013)的研究，本文同样将持股比例不少于5%的股东视为大股东，重新进行了以上检验。所得结果与上文基本一致。

      (3)在进行虚拟冲击研究时，我们将虚拟外生冲击的时间点定义为2005年。在此，我们将虚拟外生冲击的时间点定义为2004年，即将2004年及以后年度样本的pseudo视为1，将2000-2003年度样本的pseudo视为0，重新进行了检验，结果保持不变。

      (4)在研究不同法律环境下退出威胁的作用时，我们将2010年和2011年度企业所在地区的法律环境指数以2009年的数据近似替代。在此，我们将回归样本选取在2000-2009年度，重新进行了检验，结果保持不变。

      (5)在主检验中我们使用独立董事人数作为董事会独立性的代理变量。在此，我们使用独立董事比例作为董事会独立性的代理变量，重新进行了检验，结果保持不变。

      已有研究表明大股东的退出威胁可以缓解股东经理人利益冲突，降低经理人的代理成本。然而，在第二类代理问题严重的新兴资本市场国家，拥有公司私有信息的大股东，是否能够通过退出机制对控股股东的私利行为产生影响呢？对此问题，已有文献并没有涉及。本文基于我国的公司治理特征，以股权分置改革事件作为退出威胁的替代变量，实证检验了大股东的退出威胁是否可以抑制控股股东的私利行为，增加企业绩效。

      本文的实证检验结果表明，大股东退出威胁显著降低了控股股东的私利行为，提升了企业业绩。同时，我们的研究还发现，当控股股东财富更加集中、其他大股东持股之和与控股股东的持股相差更大、处于法律保护较差地区以及非四大审计的公司，大股东的退出威胁更为有效。进一步检验的结果表明，大股东的退出威胁还加强了经理人的薪酬—业绩敏感性，即缓解了股东经理人的利益冲突。

      本文不仅从一个新的视角为大股东的退出威胁是一种有效的公司治理机制提供了来自于新兴资本市场的经验证据，进一步补充和完善了大股东治理领域的文献；同时，也有助于进一步理解流动性与公司治理的关系以及股权制衡在公司治理中的积极作用。

      ①由于上市公司的股权结构高度集中，控股股东始终控制着公司的董事会(支晓强、童盼，2005)，公司的决策程序和内部控制机制往往流于形式(朱红军、汪辉，2004)。一些学者发现股权制衡不仅没有减少控股股东的私利行为(高雷等，2006)，控股股东与其他大股东之间的权力斗争(朱红军、汪辉，2004)。

      ②由于卖出大量股票必将对股价产生较大的负面影响，因此，大股东持股越多，其退出的难度越大。

      ③尽管从理论上说，在股权分置改革之前，非流通大股东也可以通过协议转让的方式退出，但是，由于没有正式的交易市场，一方面难以找到合适的买家，另一方面价格形成也存在一定的难度，往往由交易双方根据流通股价格打一定的折扣，或者根据净资产确定一个双方可以接受的价格。这些都会影响非流通股东的退出。

      ④本文研究的核心问题是控股股东的私利行为，之所以同时关注了企业绩效是因为控股股东的私利行为往往难以观察、界定和衡量，绩效视角的研究可以与私利行为的检验结果相互对照，这在一定程度上可以保证本文对控股股东私利行为指标界定和衡量的合理性和准确性。

      ⑤证监会分别于2003年、2005年和2006年发布了《关于规范上市公司与关联方资金往来及上市公司对外担保若干问题的通知》、《关于提高上市公司治理意见》、《关于进一步加快推进清欠工作的通知》等文件要求对控股股东清理对上市公司的占款，这使得不少上市公司披露的占款金额为0，甚至有些公司为负值。

      ⑥邹雄(2005)发现，关联交易具有行业特征，一些行业如采掘业、建筑业、制造业的关联交易显著高于其他行业。基于此，我们在衡量关联交易时进行了行业调整。

      ⑦根据CSMAR数据库的分类，我们剔除了“17=合作项目”、“18=许可协议”、“19=研究与开发成果”、“20=关键管理人员报酬”以及“21=其他事项”等可能并非以获取私利为目的而发生的关联交易。

      ⑧Jiang和Kim(2014)研究发现，我国上市公司董事会中独立董事的比例集中在1/3，并且不同年度和不同公司之间的差异很小，这说明我国上市公司独立董事比例仅仅是为了满足证监会要求。因此，我们使用独立董事人数作为董事会独立性的代理变量。在稳健性检验部分，我们使用独立董事比例作为董事会独立性的代理变量，重新进行了检验。

      ⑨在稳健性检验部分，我们将虚拟外生冲击的时间点定义为2004，即将2004年及以后年度样本的pseudo视为1，将2000-2003年度样本的pseudo视为0，重新进行了检验。

      ⑩Differences=控股股东持股比例-其他大股东持股比例之和；若控股股东持股比例与其他大股东持股比例之差位于中位数以上，则被定义为高持股差样本，H-Differences赋值为1，否则为0。

      (11)由于本文的样本区间为2000-2011年，而可获得的法律环境指数截止于2009年，因此，文中2010年和2011年度企业所在地区的法律环境指数以2009年的数据近似替代。在稳健性检验部分，我们将回归样本选取在2000-2009年度，重新进行了检验。

      (12)值得一提的是，按照Admati和Pfleiderer(2009)，Edmans(2009)、Edmans和Manso(2011)等人的观点，大股东退出会损害经理人与公司股票相关的财富，进而能够直接约束经理人。然而，我国上市公司较少地对经理人进行股权激励，经理人的财富主要是以货币薪酬的形式存在(Jiang and Kim，2014)，与公司股价的相关度较低。因而，大股东的退出威胁不太可能以直接约束经理人的方式，降低第一类代理问题。

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