大股东股权制衡与上市公司并购绩效，本文主要内容关键词为：大股东论文,股权论文,绩效论文,上市公司论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
上市公司并购行为作为一种企业资源配置和权利让渡行为，一直以来都是各方关注的话题，学术界也对此做了大量研究，并形成了相关理论。传统的效率理论认为，公司的并购活动可以产生某种形式的协同效应，有利于提升并购方经营业绩，为并购公司股东创造财富。然而，国内一些学者针对我国上市公司并购绩效问题开展的实证研究，却得出令人遗憾的结论：我国上市公司作为并购公司，在并购交易之后的业绩并不理想，股东财富往往遭受损失(张新，2003；洪道麟等，2006)。并购绩效是管理层决策结果的体现，因此，对影响管理层并购决策的因素进行研究，有助于对“并购公司股东损益之谜”做出合理的解释。由于不同的股权结构决定了不同的企业治理结构，最终决定企业的行为和绩效。所以，我们不能忽视公司的股权结构在管理者进行并购决策时发挥的重要作用。目前在我国，高度集中的股权结构是我国上市公司普遍具有的特征。在这种结构下，大股东积极地介入到企业的经营管理当中，主动监督管理者的行为，股东与管理者之间的代理冲突能够得到缓解(Shleifer and Vishny，1986；Sarkar and Sarkar，2000)。但是，伴随大股东控制力的增强，大股东假借公司管理者之手，实施有利于自身利益的企业行为的动机也逐渐强烈，公司治理的主要问题演变为大股东为攫取控制权私利，而引发的与中小股东之间的代理冲突(La Porta et al.，1999；Claessens et al.，2002)。在这一背景下，并购决策很有可能不是管理者出于自利，而是迫于大股东的压力才做出的。然而，由于大股东获取控制权私利的行为具有极强的隐秘性(Dyck and Zingales，2004)，造成难以直接确认和观测管理者的并购决策是否受到了大股东的操纵。有学者的研究显示，股权制衡能够成为制约大股东掠夺行为的有效手段(Pagano and Roell，1998；Gomes and Novaes，1999；Bennedsen and Wolfenzon，2000)。因此，我们通过研究公司的股权制衡情况，可以从一个侧面考察大股东对管理者并购决策的干预程度。要探究“并购公司股东损益之谜”背后的原因，有必要对大股东股权制衡与公司并购绩效两者的关系进行研究。国内学者在研究上市公司并购绩效的影响因素时往往忽略股权制衡对并购绩效可能具有的潜在影响，这导致国内对“并购公司股东损益之谜”问题的探究不够全面和深入。而我们所开展的分析和讨论，能够为解释这一问题提供有用的经验证据，是对相关文献做出的有益补充，所得结论对上市公司优化并购决策，避免低效并购具有重要的参考意义。
二、文献回顾和研究假设
在我国的证券市场中，以大股东占主导地位的股权高度集中模式是我国上市公司股权结构的基本特征。①尽管经历股权分置改革，大股东所持有的非流通股份获得上市流通的机会，但是受限于法律规定以及出于维持公司控制权的目的，上市公司的大股东仍旧会持有相当比例的公司股份。因此，从现实情况来看，股权高度集中的现象依然会在一定时间内持续。尽管集中型的股权结构会因为大股东积极参与公司治理，能够在一定程度上减轻股东与管理者之间的代理问题。但是，另一方面，却使得大股东有能力对公司经营业绩和财务决策施加重要影响。在攫取控制权私有收益这一动机的驱使下，大股东对管理层的监督逐渐转变为控制和操纵。为了追求自身利益最大化，大股东依靠公司管理层，通过各种途径掠夺公司资源，损害中小股东的利益，从而引发大股东与中小股东之间严重的代理冲突。
大股东追逐私利的行动触及公司的各个方面，作为重要企业行为的并购活动也同样难以避免大股东的影响。Bae et al.(2002)的研究就证实了并购活动中大股东掏空行为的存在，他们发现，附属于韩国企业集团的公司做出的并购交易，平均而言会导致公司股价下跌，尽管小股东因此遭受了损失，但是控股股东却普遍获益，因为控股股东通过并购活动提升了企业集团内部其他公司的价值，从而实现了自身财富的增长。我国学者李增泉等(2005)的研究也显示，在上市公司没有配股或避亏需求的情况下所进行的并购活动，其目的在于控股股东掏空公司资产，会损害公司的价值。
当大股东与中小股东的利益冲突成为公司治理的焦点问题时，与之相关的应对措施也成为学者们的研究重点。Pagano and Roell(1998)通过理论模型分析了公司最优股权结构的设计问题，他们指出，其他大股东的存在能够给予控股股东强有力的监督，有效降低控股股东产生的代理成本。Gomes and Novaes(1999)，Bennedsen and Wolfenzon(2000)则分别从“事后谈判”与“控制权联盟”角度，互为补充地论证了大股东们通过控制权的分享，减少对中小股东利益侵害的观点。对上述文献进行总结后可以看出，通过适当的股权安排，形成多个大股东共同控制公司的局面，能够有效抑制大股东的掠夺行为。由于多位大股东分享公司的控制权，出于维护自身利益的目的，他们之间会在各种问题上讨价还价，互相监督，使得任何一个大股东都无法独立支配公司决策，极大地内部化了大股东行为带来的成本，从而减少以牺牲公司和中小股东利益为代价的掏空行为。刘星和刘伟(2007)利用我国上市公司的样本数据进行的实证研究就发现，股权制衡度与公司绩效之间存在显著的正相关关系。陈明贺(2007)的研究也证实，公司中其他大股东的存在，能够降低控股股东实施“掏空行为”的可能性，提高公司绩效。
然而，并购绩效与公司绩效既有联系又有区别。一方面，本文所指的并购是主并公司通过收购目标公司部分或全部股权的方式，获得目标公司财产权或控制权的行为。因此，并购绩效是指并购行为完成后，主并公司实现并购初衷、产生效率的情况。这涉及对并购是否发挥协同效应、资源是否得到优化配置等问题的评价。由于公司绩效是公司行为结果的反映。所以，在一定条件下，并购绩效可以通过并购发生前后公司绩效的变化进行衡量。另一方面，如果不以并购事件为前提，则公司绩效的变动趋势是公司经营活动、投融资等各种行为的综合体现，没有特别的针对性。所以，有关股权制衡能够改善公司绩效的结论对本文的研究而言只是一个间接的参考依据。但是，根据李君(2007)，胥朝阳和黄晶(2010)的研究，我国上市公司第一大股东的持股比例对公司并购绩效存在负面影响。这说明，在我国上市公司的并购活动中，控股股东代理行为的侵占效应比较明显。而依据前述关于股权制衡与公司绩效的文献，制衡股东的出现确实能够发挥股权集中的激励效应，实现对控股股东的监督和制约，一定程度上避免“一股独大”的危害。因此，我们可以合理地推测，股权制衡能够改善并购绩效。
基于以上讨论，我们假设：
H1：公司的并购绩效与股权制衡度正相关。
股权制衡涉及公司中各种类型的大股东之间，依托持股比例所体现出来的相互制约关系，所以在研究股权制衡对公司并购绩效的影响时，股东的股权性质也是不容忽视的要点。刘星和刘伟(2007)将公司大股东的股权性质划分为国有股和非国有股，对大股东股权性质组合与股权制衡的关系进行了研究，他们发现，在第一、二大股东分属不同性质的公司中，股权制衡度较高，而在第一、二大股东分属于同一性质的公司中，股权制衡度则较低。他们认为，这是由于不同股权性质的股东面临的约束机制不同，造成在不同性质的大股东之间达成共谋的协调成本大，而属于同一性质的大股东之间不存在这种问题，因此更容易达成分享控制权收益的协议，形成共谋。例如，为了避免国有资产流失，上市公司中的国有股份较之非国有股份所受到的监管更加严厉，这种监管(监管主体通常是国资委)密切关注可能引起国有股数量和价值发生重大变化的公司行为。在这种情况下，国有股东相对于非国有股东，在实施“掏空”行为时将承担额外的监管风险。因此，在双方协商共谋时，国有股东会寻求从共谋收益中获取更多的利益份额作为补偿。但是，国有股东所承担的这种额外风险是基于特定群体的外生风险，与国有股东为“掏空”而需付出的努力无关，因为在同等条件下，非国有股东付出同样的努力，在达到相同效果的同时不需要承担上述风险。由于共谋收益的分配原则通常基于合作各方所付出的努力。所以，当国有股东试图以共同利益来补偿个人面临的额外风险时，会导致与非国有股东达成共谋协议的难度增加；反之，当双方均为国有股东或者非国有股东时，他们所受到的监管压力相似，在利益分配方面更容易相互协调，达成共谋的可能性更大。晏艳阳和陈蕾(2008)的研究也显示，公司前几大股东的股权性质决定了股东之间是制衡还是共谋关系，相同的股权性质容易形成共谋。
基于以上讨论，我们假设：
H2：公司第一、二大股东股权性质的异同，会影响股权制衡度，进而影响并购绩效。当第一、二大股东的股权性质不同时，股权制衡对并购绩效的正面影响将比双方股权性质相同时大。
三、研究方法
(一)大股东股权制衡的衡量
现有文献对股权制衡的衡量方法虽然不尽相同，但是在建立股权制衡变量时，通常都是直接使用大股东的持股比例或者按一致行动人信息进行调整后的持股比例进行计算(洪剑峭和薛皓，2008；李琳等，2009)，虽然这样做比较简单和直观，但是由于没有考虑非一致行动的股东之间可能存在的合作或竞争关系，无法准确刻画大股东的能力。本文采用Milnor and Shapley(1978)基于海洋博弈(Oceanic Games)模型所提出的方法，以公司前十大股东中，其余大股东Shapley指数之和与第一大股东Shapley指数的比值，来测度上市公司的股权制衡度，该比值越大表明制衡程度越强。在计算Shapley指数的过程中，如果某个大股东在公司中拥有一致行动人，则将一致行动人的持股比例合并进该大股东的持股比例中。如果第一大股东拥有的一致行动人恰好属于前十大股东行列，则在将其持股比例合并进第一大股东持股比例的同时，把该一致行动人从制衡股东的队伍中剔除。如果某些制衡股东互为一致行动人，则合并他们的持股比例，在计算Shapley指数时将他们视作一个整体看待。②
在海洋博弈模型中，强势参与者(Major Players)的身份以有限离散集合M=｛1，…，m｝中的一个个元素表示，而众多弱势参与者(Minor Players)则用实数单位区间I=[0，1]来代表，后者作为一个整体进行处理，被称为“海洋”。模型定义一个投票额度c，当某个由参与者组成的合作联盟中，“海洋”在这个联盟里的投票权同其余强势参与者的投票权之和，至少等于c的时候，该联盟赢得胜利。将所有表示强势参与者的点，独立地均匀随机地插入由弱势参与者组成的“海洋”区间当中，如果某一强势参与者j(j∈M)同排在他前面的全部参与者一起，拥有足以获胜的投票权总数，但仅靠j前面的全部参与者的投票权却无法获胜，这时j就称为关键参与者(The Pivotal Player)，成为关键参与者的概率
就是强势参与者j的Shapley指数。具体表述如下：
使用Shapley指数，我们可以对不同势力的股东进行角色差别化处理(将大股东看作强势参与者，将中小股东看做弱势参与者)，以某个大股东(以及它的一致行动人)与其他非一致行动股东的合作或竞争关系为基础，比较准确地刻画在公司重大事项最终决定权的争夺中，该名大股东所具有的能力。由于计算出的Shapley指数充分考虑了非一致行动的股东之间存在的互动，最大限度地利用了大股东持股比例信息，所以对于公司股权制衡的测度，较之直接使用大股东的持股比例或调整的持股比例来计算更加恰当。
为了计算大股东的Shapley指数，我们采用了蒙特卡罗方法进行统计模拟计算。由于本文研究公司并购，根据《公司法》的规定，并购决议属于股东大会特别决议，必须经出席会议的股东所持表决权的三分之二以上通过，因此本文对c取值0.6667。
(二)并购绩效的衡量
针对并购绩效的评估，本文采用基于事件研究法的累计异常收益率(CAR)进行衡量。事件研究法作为金融实证研究的主要方法之一，被我国学者所广泛使用(张新，2003；洪道麟等，2006)。该方法可以直接反映事件前后股东财富的变化，也能够避免因会计利润指标易受干扰和操纵，造成无法有效衡量并购绩效的问题。由于事件研究法是基于有效市场假说的研究方法，所以其使用在我国学术界也存在一些争议，但是针对我国资本市场有效性的问题，已经有学者取得我国资本市场是弱有效的研究结论(陈小悦等，1997；张月飞等，2006)，所以事件研究法的应用在我国具有一定的适用性。
在事件研究中，我们以上市公司并购公告的发布作为研究事件，将事件发生点定义为时间0，设定事件窗为(-30，90)，即事件发生点的前30个交易日和后90个交易日。我们计算股东的累计异常收益率CAR，以考察事件对证券价格的总体影响。CAR的计算基础是异常收益率AR，它是股东的实际收益率R与“正常”收益率R'的差值。第i种股票在第t年第n个交易日的实际收益率为：
“正常”收益率R'是假设事件不发生时预计可取得的收益率。估算R'的方法主要有三种，市场调整法，均值调整法和市场模型法。其中，市场调整法最为简单，模型假设每家公司在事件窗内每一天的“正常”收益率R'恰恰是当天市场指数的收益率，即
在此基础上可以定义N个样本在第t年第n个交易日的累计平均异常收益率：
四、样本选取和模型设定
(一)样本选取与数据来源
本文选取沪深A股上市公司2005-2007年公告的并购事件作为研究样本，由于样本筛选的需要实际上使用到了2004-2008年的上市公司数据。我们按以下原则对样本进行了筛选：(1)并购交易属于股权收购。(2)公告的并购交易是成功的。(3)上市公司作为并购方。(4)剔除ST类和金融类上市公司作为并购方的样本。同时，为了维持并购事件研究的独立性，避免其他事件对股票收益的影响，我们借鉴张宗新和季雷(2003)，巫和懋和张晓明(2009)的样本筛选方法，对满足下列任一条件的样本予以剔除。(5)公司在同一年度内发生两次或两次以上并购交易。(6)公司分别在前后两个年度内发生并购交易，但时间间隔未超过6个月。(7)子公司在同一年度也参与并购交易或者虽不在同一年度，但与母公司并购交易的时间间隔未超过6个月。(8)在并购公告日前151个交易日至公告日后90个交易日内，发布了诸如增发、配股、大股东股权变化等会对股价产生重要影响的其他重大事件。(9)剔除数据缺失和数据异常的样本。经过上述操作后，共得到221个研究样本，其中2005年56个，2006年68个，2007年97个。研究数据主要来自CSMAR中国上市公司并购重组数据库、中国上市公司股东研究数据库、中国上市公司治理结构数据库和中国上市公司财务报表数据库，部分数据来自上市公司并购公告，其中股东数据和财务数据每会计年采集一次，股价数据每交易日采集一次，并购交易数据则以并购公告所述内容为准。
(二)计量模型与描述性统计
我们使用的线性回归模型如下：
五、实证结果与分析
(一)并购事件的财富效应
图1 公告日前后累计平均异常收益率走势图
从图1可以看到，在并购公告日后的第一个交易日，累计平均异常收益率就出现下滑，下跌比率达14.85%。尽管这种急剧下滑的趋势在几天后有所转变，表现为振荡上行，但是累计平均异常收益率最终还是无法维持向上的态势，在勉强恢复到接近并购公告日时的水平后，再次经历大幅下滑，最后在第25天达到下跌的最低点，此时累计平均异常收益率较并购公告日下跌超过三成。检验结果显示，在区间[0，25]上的累计平均异常收益率的均值显著异于0，这说明并购事件对该区间的股价产生了实质性影响，但从这一区间内累计平均异常收益率的表现可以看到，股东财富较之并购公告当日是在逐渐减少的。
图1还显示，在第25天之后，累计平均异常收益率呈现出较长时间的拉锯状态，没有一个明显的发展趋势，但从第55天起累计平均异常收益率开始缓慢上升，这一态势一直持续到窗口期期末。区间[0，90]上的累计平均异常收益率的均值显著异于0，说明该区间的股价对并购事件做出了积极反应。但是，这一区间中的累计平均异常收益率在多数时间都低于并购公告当日的累计平均异常收益率，仅在窗口期的末期有少数几日小幅超过并购公告日时的水平，这表明虽然经历了一段时间的调整，股东财富相对于并购公告当日仍然没有取得明显增长。
另外，我们也注意到，在并购公告日之前，累计平均异常收益率经历了一个上升过程，特别是从第-8天至并购公告当日这一段时期，出现了连续陡涨。这可能意味着在并购公告公布之前，有泄露并购信息、蓄意炒作股价的行为发生，而市场从第-8天起开始出现一个集中的反应。由于市场预期并购会给上市公司带来正面效应，带动了股价的大幅提升。而累计平均异常收益率在并购公告日后出现下跌，说明市场在经历一段冲动期以后逐渐恢复理性，开始重新审视并购带来的影响，对并购抱持一种非乐观的情绪。对于为什么以并购公告日为涨跌分界点的问题，我们认为这主要是由于并购事件的公告代表了并购交易的确实发生，有利于澄清公告前市场中的各种谣言与猜测，使投资者可以更加清晰地思考并购的优劣。投资者在意识到购买并购概念股具有较大风险的时候，股价开始下跌，股东财富遭受损失。
为了有效检测大股东股权制衡对公司并购绩效的影响，我们基于对图1的分析，从窗口期中选择了具有代表性的区间(累计平均异常收益率表现出一种明显的发展趋势且主要反映并购公告日后的股价变化)，以这些区间所对应的各个样本的平均累计异常收益率，作为并购绩效的替代变量。于是，我们分别选择
作为被解释变量(在[-8，25]和[-8，90]上累计平均异常收益率的均值也是显著异于0的)。选择多个
做为被解释变量进行回归分析，有利于提高研究结论的可靠性。表3是被解释变量的描述性统计。
(二)并购绩效的影响因素
我们分别以所选择的作为被解释变量，根据(7)式进行了线性回归。在回归结果中，各自变量系数的方差膨胀因子(VIF)都接近1，可以认为自变量之间的多重共线性比较弱(出于简洁的目的，我们未列示方差膨胀因子)。由于获取的样本数据属于混合截面数据，随机误差项容易出现异方差性，针对这一情况，我们进行了White检验，检验结果显示不存在异方差。同时，D-W值都在2附近，所以随机误差项也不存在序列相关性。
从表4可以看到，股权制衡变量
的系数在所有模型中都显著为正，说明随着股权制衡程度的加深，大股东之间的相互监督和制约得到加强，有效限制了大股东对管理者决策的不合理干预，保证了管理者在并购决策中的独立性，使得并购交易能够体现绝大多数股东的利益，公司的并购绩效因此获得提升，假设1得到验证。
我们注意到，在模型3中股权制衡变量的系数大小和显著性都高于模型1(模型4也高于模型2)，说明大股东股权制衡对并购绩效的影响并未随时间的推移而有所减弱。对于这种现象，我们认为这是因为市场对并购信息有一个逐步“消化”的过程，体现在累计异常收益率上，就是图1所显示的累计平均异常收益率在公告日后的一个先下降、再平行振荡、后上升的过程。当累计异常收益率进入上升阶段，表明市场在经历公司的低效并购之后逐渐恢复信心，开始关注并购之外的信息。随着注意力逐步从公司并购活动中转移出来，市场对上市公司包括治理现状在内的其他信息的需求逐渐凸显，而大股东的股权制衡情况将影响甚至决定这些信息以何种内容进行表述。外在的表现就是，在经历过一段时间后，股权制衡仍然能够保持对并购绩效较强的影响力。这反映出股权制衡对于上市公司的重要性。
另外，托宾Q值变量
的系数在所有模型中都是负值，并在模型3和4中显著为负，说明投资机会对并购绩效有一定的负面影响，这与Hutchinson and Gul(2004)的研究结论一致。按照他们的分析，投资机会的出现会诱发管理层的机会主义行为，导致公司投资偏离企业价值最大化原则，从而对公司绩效造成不利影响。股权集中度变量
的系数在所有模型中都显著为负，这支持了李君(2007)，胥朝阳和黄晶(2010)的研究结论，说明在我国上市公司中确实存在控股股东利用并购活动攫取控制权私利的行为。
(三)股权性质与并购绩效
我们参考刘星和刘伟(2007)，晏艳阳和陈蕾(2008)的分类方法，将第一、二大股东的股权性质划分为国有股和非国有股，并根据股权性质将样本划分为类型1(双方股权性质相同)和类型2(双方股权性质不同)，并分别进行回归分析。⑤
回归结果如表5所示。通过比较各模型下的类型1和类型2可以看到，在第一、二大股东股权性质相同的情况下，股权制衡对并购绩效没有产生显著的影响；而在两者股权性质不同的情况下，股权制衡变量的系数则显著为正。另外，我们也注意到，在类型2下，模型3(模型4)中的系数大小与显著性都高于模型1(模型2)，这说明股权制衡对并购绩效的影响具有持续性。
为了检验表5的模型中股权制衡变量的回归系数在不同类型下是否存在显著差异，我们参考计量经济学检验回归模型结构稳定性的方法，⑥进行了如下回归：
我们认为，当第一、二大股东股权性质相同时，股权制衡没能发挥优化并购决策的作用，更确切地说，是因为依托各个大股东持股比例所理应体现的监督制衡机制没有形成。在研究中，股权制衡度变量是我们基于大股东的持股比例所建立起来的，但是在两大股东股权性质相同的情况下，其数值所反映的只是表面的股权制衡程度，由于“徒有其表”的股权制衡并不能发挥监督大股东行动、约束大股东行为的作用，因此在表5的类型1下变量的系数才出现不显著的情况。根本原因可能正如刘星和刘伟(2007)所解释的那样，在第一、二大股东股权性质相同的情况下，双方共谋的可能性更大。大股东共谋与否决定了股权制衡的真实程度，并最终体现在对并购绩效的影响程度上。
(四)稳健性检验
为了进一步提高研究结论的可靠性，我们进行了稳健性检验。我们以公司前十大股东中，其余大股东的持股比例之和与第一大股东持股比例的比值(持股比例按一致行动人信息进行了调整)替换变量作为衡量股权制衡的新变量，记该变量为
。我们发现，变量与具有显著的正相关性关系，相关系数为0.583。原因可能是用于构建的Shapley指数也是基于大股东的持股比例计算而来的。以变量替换后，稳健性检验的结果仍然支持我们之前得到的结论。但是，变量在回归方程中的系数显著性低于的系数显著性，并且模型的拟合优度也有所下降，这说明使用来衡量股权制衡能够对并购绩效提供更好的解释。限于篇幅，并考虑到(8)式的回归结果具有更好的综合性，我们在正文中仅列示参考(8)式所得到的回归分析结果，具体见表7。
六、结论
本文采用事件研究法，考察了大股东股权制衡与并购绩效两者的关系。在研究中，我们根据海洋博弈模型，建立了专门针对公司并购活动的股权制衡度变量。我们不仅对并购绩效的影响因素进行了分析，也从股权性质出发，研究了不同类型下的上市公司中，大股东股权制衡对并购绩效的影响。主要结论可以归纳如下：
(1)收购公司并购绩效在并购公告日后呈现明显的下降趋势，而且在短期内难以恢复到并购公告日时的水平，说明并购活动造成了公司价值的损失。
(2)公司的股权制衡程度越高，并购绩效越好。股权制衡在经历过一段时间后仍能保持对并购绩效较强的影响力。
(3)我们根据第一、二大股东的股权性质，将样本划分为双方股权性质相同和不同两种类型。分类回归的结果显示，在双方股权性质相同的情况下，股权制衡对并购绩效的影响不显著；而在性质不相同的情况下，公司的股权制衡与并购绩效显著正相关，并且股权制衡对并购绩效的影响力依然具有持续性。问题可能出在，当大股东股权性质相同时，双方更容易产生共谋，从而削弱了股权制衡的作用。
以上结论说明，建立有效的股权制衡机制，促进大股东股权性质的多样性对公司治理具有积极作用。
由于长期间的事件研究(事件窗大于等于1年)尚存局限(Kothari and Warner，2006)，本文没有对并购的长期绩效展开讨论；而且由于样本数较少，没有进行更细致的分类研究，这些工作都有待我们进一步完善。
注释：
①我们分析了2009年我国上市公司的股权结构，统计结果显示2009年我国上市公司第一大股东平均持股比例为36.63%，其中，第一大股东绝对控股的公司占上市公司总数的22.43%，第一、二大股东持股比例之比平均为16.68。可以看出，目前在我国上市公司中，第一大股东持股比例仍然占明显优势，股权结构呈现出高度集中的模式。
②刘星和刘伟(2007)，刘伟和姚明安(2009)曾采用Shapley指数来衡量上市公司的股权制衡度，但是他们没有考虑到大股东存在一致行动人的情况，本文对此予以改进。
③由于被解释变量的确定依靠之后的具体分析，此处的描述性统计中不列示；虚拟变量只有0和1两个值，通常的描述性统计提供的信息意义不大，因此我们选择对这些变量进行频数统计。
④此处的国有法人控股企业是指实际控制人是法人，而该法人同时具有中央政府和地方政府背景，中央政府(或其直属机构)和地方政府(或其直属机构)对该法人实施共同控制，从而区别于中央政府控股企业和地方政府控股企业。
⑤当第一、第二大股东是一致行动人时，研究他们的股权性质组合对并购绩效的影响是没有意义的，因此对于第一、第二大股东是一致行动人的样本，在进行假设的实证检验时应该予以剔除。由于我们取得的研究样本中正好没有第一、第二大股东是一致行动人的样本，所以样本数保持不变。
⑥方法详见：古扎拉蒂，2004，《计量经济学》，北京：中国人民大学出版社2004年1月第三版。
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