1、大股东两权分离：代理效应抑或风险分散化效应？E担幅画在辈辈理 2014年第 11期(总第 527期)Nov. ,2014 ECONOMIC MANAGEMENT Z商管理企雀纵横 Vol. 36 No. 11 大股东雨献妇离:ft 理鼓应栅!i 网随信敢化交支匾 f潘红波，余明桂(武汉大学经济与管理学院，湖北武汉 430072)内容提要:为什么大股东要进行两权分离?传统代理观点认为，两权分离有助于大股东的控制权私有收益，其经济后果是加剧大股东利用多元化等方便利益输送的行为;而本文提出的风险分散化观点认为，在大股东资金一定的情况下，两权分离可以降低大股东监督企业高管所需表决权的出资额，帮助大股东
2、监督更多企业，达到分散化技资以降低风险的目的，其经济后果是缓解大股东保守的多元化投资行为。本文分析大股东两权分离是否影响民营企业的多元化水平，以为这两种观点提供实证支持。结果发现，在大股东不能控制公司时，两权分离会显著降低公司的多元化水平，这主要支持两权分离的风险分散化假说。在大股东能够控制公司且当地投资者法律保护水平或银行市场化水平较低时，两权分离会显著提高公司的多元化水平，这支持两权分离代理假说占主导的观点。本文从大股东风险分散化视角对两权分离的相关研究进行创新，同时，本研究可以为客观评价大股东两权分离现象和监管部门规范大股东两权分离行为提供参考。关键词:两权分离;代理假说:风险分散化;制
3、度环境 ;多元化申圄分类号 :F253.7文献标志码:A 文章编号:1002-5766(2014) 11斗 047一 11(La Porta等，1998;Lins 等，2013)。在大股东财富一、引言一定的情况下，大股东两权分离度越大，大股东获大股东表决权和所有权相分离的现象在世界得监督公司管理者的表决权需要的出资就越少，上很多国家普遍存在，在制度欠发达的转型经济体其能够监督的企业就越多，有助于大股东的财富和发展中国家，这种现象更加普遍(Claessens 达到;不把鸡蛋放在同一个篮子里;的分散化投资 Y urtoglu ,2013 )。大量文献分析了为什么在制度欠效果。发达的条件下大股东热衷
4、于两权分离。代理理论由此可见，在投资者法律保护等制度落后的情认为，在投资者法律保护等制度落后的情况下，两况下，大股东既可能为了提高自身的控制权私有收权分离可以降低大股东的利益输送成本，提高大股益而进行两权分离，进而阻碍企业和经济发展，也东的控制权私有收益(Lin 等，2011;李胜楠，2010)。可能为了降低自身财富的风险水平而进行两权分风险分散化理论则认为，在投资者法律保护等制度离，从而有利于企业和经济发展。因此，本文拟回落后的情况下，为了减轻管理者的代理问题，需要答的第一个问题是，在我国投资者法律保护等制度一个表决权相对集中的大股东来监督管理者，这可落后的情况下，民营企业的大股东为什么要进
5、行两能导致大股东的财富过分暴露而没有进行分散化权分离?第二个问题是，大股东控制权是否影响两收稿日期:2014-06-11*基金项目:国家自然科学基金项目;企业集团的保险效应与风险承受:基于非分散化投资的控股股东的视角;(71272229) ;国家自然科学基金项目;民营化、风险承担与企业绩效研究;(71372126);教育部哲学社会科学研究重大攻关项目;国家经济安全与我国金融审计制度创新研究;( lOJZDOO19)。作者简介:潘红波(1980-)，男，湖北孝感人。副教授，管理学博士，研究领域是公司金融。E-mail: ;余明桂(1974-) ，男，四川成都人。教授，管理学博士，研究领域是公司金
6、融。E-mail:mingyu whu. edu. cno 本文将研究样本锁定在民营企业的原因在于，国有企业的终极控制人是各级国资委或政府机构，这些国有机构财务实力雄厚，而且其投资充分分散在各个不同的国有企业。47 2014年第 11期(总第 527期)一一且留施曲理工商管理愈智撒幢权分离代理效应和风险分散化效应的相对强弱?权分离显著正相关。这表明，在大股东具有公司控在投资者法律保护等制度落后的情况下，需要一个制权，而且公司所在地的制度环境对大股东利益输表决权相对集中的大股东来监督管理者，而当大股送的约束较弱时，两权分离的代理效应强于风险分东表决权较高能够控制企业时，大股东有能力进行散化效应。
7、利益输送以获取控制权私有收益(LaPorta等，本文在以下三个方面丰富了相关研究:首先，1998 ;Gul 等，2010)。这表明，上市公司可以分为三从大股东风险分散化的视角对两权分离的相关研类:一是表决权高度分散的没有大股东的企业，企究进行创新。就本文掌握的文献而言，已有文献均业主要由管理者进行控制;二是表决权相对集中，从代理理论分析两权分离的普遍性，他们认为，两存在大股东监督高管的企业，但是，大股东的表决权分离是提高大股东控制权私有收益的需要(Clae?权较低，不能控制企业;三是表决权高度集中使得 ssens Yurtoglu，2013;李胜楠，2010)。与这些文献大股东能够同时监督高管
8、和控制企业。大股东是不同的是，本文研究表明，两权分离还可能是大股否拥有企业控制权，决定其是否有能力进行利益输东财富分散化以降低风险的需要。其次，从大股东送，为此，两权分离的代理效应主要发生在大股东拥有企业控制权的视角对大股东利益输送的相关能够控制企业的情况下。然而，无论大股东是否拥研究进行拓展。已有相关研究主要分析大股东利有企业控制权，大股东都有动机和能力进行两权分益输送的影响因素及其经济后果(Morck 等，2005;离，以降低自身财富的风险水平。因此，在大股东许年行等，2008)，较少地关注大股东利益输送的前不能控制企业时，两权分离主要表现为大股东风险提条件一一大股东拥有企业控制权。第三，
9、丰富和分散化效应，而在大股东能够控制企业时，两权分拓展了大股东保守投资的相关研究。在投资者法离的风险分散化效应和代理效应均存在。第三，在律保护等制度落后的情况下，具有一定表决权的大大股东拥有企业控制权时，当地制度环境是否影响股东可以作为克服落后的投资者法律保护的替代两权分离代理效应和风险分散化效应的相对强弱?性机制，以减轻管理者代理问题(LaPorta 等，1998; 通过分析大股东两权分离对民营上市公司多许年行等，2008)。但是，这可能让大股东的财富过元化的影响，本文对上述问题进行实证检验。本文分集中，导致公司保守投资行为和较低的风险承受以多元化水平作为被解释变量的原因在于:一方能力，最终
10、阻碍一国经济的持续快速增长(Faccio 面，多元化可以增加企业经营的复杂程度，提高大等，2011)。本文研究表明，两权分离可以帮助大股股东和外部中小股东或监管机构之间的信息不对东财富分散化，进而缓解企业保守的多元化投资称，进而有利于大股东利益输送(Bae 等，2012;张行为。纯、高吟，2010);另一方面，多元化是公司降低风险本文的研究具有很强的政策含义。大量学者的保守投资行为(Hund 等，2010;姜付秀，2006)。将公司的低效率投资、公司的低绩效、股票市场的因此，代理假说认为，为提高大股东的控制权私有非健康发展等归结为两权分离下大股东的利益输收益，两权分离度高的公司会实施更多的多元
11、化。送行为(Morck等，2005;许年行等，2008)。监管部风险分散化假说则认为，两权分离有助于大股东风门也出台了相应的法规监督约束两权分离情况下险分散化，进而缓解公司保守的多元化投资行为。企业的行为。本文研究表明，两权分离的代理效应本研究发现，在大股东不具有企业控制权时，主要发生在大股东拥有公司控制权且外部制度环两权分离会显著降低公司的多元化水平。这表明，境对大股东利益输送的约束较弱时，而在大股东不在大股东不能控制企业时，两权分离主要表现为大具有企业控制权时，两权分离主要发挥大股东财富股东风险分散化的效应。进一步的检验发现，在大分散化以降低风险的效应。所以，在大股东拥有公股东拥有公司控制
12、权且公司所在地的投资者法律司控制权时，监管部门应该限制大股东的两权分保护水平或银行市场化水平较高时，公司的多元化离，以减少大股东的利益输送行为;在大股东不具水平与两权分离元显著的相关关系;在大股东拥有有企业控制权时，监管部门应该鼓励大股东的两权公司控制权且公司所在地的投资者法律保护水平分离，以发挥两权分离的风险分散化效应，促进企或银行市场化水平较低时，公司的多元化水平与两业和经济更好更快增长。48 E自由盟在斟 f司 2014年第 11期(总第 527期)工商管理盒警辙横股东财富的风险水平，进而缓解公司的保守技资融二、理论分析与研究假设资行为。已有研究表明，多元化经营可以降低公司 1.大股东两
13、权分离与多元化期望收益的波动性，多元化是公司降低风险的保守(1)两权分离的代理假说与多元化。针对大股投资行为(Hund 等，2010;姜付秀，2006)。因此，两东两权分离的现象，以 Claessens为代表的学者主要权分离的风险分散化假说认为，大股东两权分离会基于代理理论来解释该现象:在投资者法律保护等降低公司的多元化水平。因此，本文提出如下制度落后的情况下，两权分离可以减少大股东的利假设:益输送成本，有助于大股东的控制权私有收益 H:民营企业的多元化水平与大股东两权分离 1a(Claessens Yu rtoglu , 2013 )。李胜楠(2010)研究正相关(代理假设)。发现，大股东两
14、权分离度越高，民营上市公司的现 H:民营企业的多元化水平与大股东两权分离 1b金持有水平越多，企业的市场价值越低。根据两权负相关(风险分散化假设)。分离的代理假说，在大股东两权分离度较高的情况 2.大股东两权分离、控制权与多元化下，公司倾向于进行多元化经营:一方面，多元化经在投资者法律保护等制度落后的情况下，表决营可以增加企业经营的复杂程度，提高大股东和外权相对集中的大股东可以监督管理者，有助于减轻部中小股东或监管机构之间的信息不对称，规避外管理者代理问题，但是，表决权相对集中可能让大部中小股东或监管机构等利益相关者的监管，进而股东控制企业，进而产生大股东的利益输送行为减少大股东利益输送可能引
15、起的惩罚成本;另一方(La Porta 等，1998)0 Gul 等(2010)研究表明，当大面，多元化经营扩大了公司经营的业务范围，提高股东的表决权较高，足以控制企业时，大股东才有了公司与大股东控制的其他公司进行关联交易的能力进行利益输送以获得控制权私有收益，进而损可能性，为大股东的利益输送创造了条件。害企业价值。仅仅当大股东具有企业控制权时，大(2)两权分离的风险分散化假说与多元化。h 股东才有能力进行利益输送，即两权分离的代理效 p。由等(1998)研究表明，在投资者法律保护等制应发生的前提条件是大股东拥有企业控制权。然度落后的情况下，为了减轻管理者的代理成本，需而，无论大股东是否拥有企
16、业控制权，大股东都有要一个表决权相对集中的大股东来监督管理者。动机和能力进行两权分离以监督更多的企业，达到然而，表决权相对集中可能导致大股东的财富过分分散化投资以降低风险的目的，即两权分离的风险集中，不能达到马克维茨投资组合理论所倡导的分分散化效应不受大股东是否控制企业的影响。因散化投资的效果，从而产生了非分散化技资的大股此，当大股东不具有企业控制权时，两权分离主要东。非分散化投资的大股东的一个负面经济后果表现为大股东风险分散化的效应，此时，大股东的是，风险厌恶的大股东会选择保守的投资融资策两权分离度越高，公司的多元化水平越低。当大股略，进而降低公司的风险承受水平，最终可能阻碍东具有企业控制权
17、时，两权分离的风险分散化效应一国经济的持续快速增长(Faccio 等，2011)0 Fac?和代理效应均存在，此时，企业的多元化水平与两 ClO等(2011)的跨国研究表明，大股东投资的分散权分离可能没有明显的相关关系。因此，本文提出化程度越高，公司的风险承受水平越高。根据风险如下假设:分散化理论，在大股东财富一定的情况下，两权分 H:当大股东不具有企业控制权时，民营企业的 2 离度越大，大股东获得监督公司管理者的表决权需多元化水平与两权分离负相关(风险分散化假设)。要的出资就越少，其能够监督的企业就越多。为 H3 :当大股东具有企业控制权时，民营企业的此，两权分离有助于大股东的财富达到;不把
18、鸡蛋多元化水平与两权分离无显著的相关关系(代理假放在同一个篮子里;的分散化投资的效果，降低大设和风险分散化假设)。已有研究表明，多元化经营是方便大股东利益输送的重要手段(Bae 等，2012;张纯、高吟，2010)。假设1-10个企业的股权市场价值均为 10亿元，监督企业管理者需要的表决权比例均是 5%，甲拥有的财富是 1亿元。当两权分离为 O时，甲只能监督 2家企业;当两权分离度是 50%时，甲可以监督 4家企业。49 2014年第 11期(总第 527期)一一 JJ国蔚蓝理盐疆工商管理愈警徽铺 3.大股东两权分离、控制权、制度环境与多融民营上市公司作为初选样本，然后，对样本进行元化了如下处
19、理:剔除营业收入小于等于 O或者数据缺与西方发达市场相比，中国市场的典型特征是失的样本;剔除经营单元营业收入数据不全或者小区域经济发展不平衡，各区域的制度环境存在较大于 O的样本;剔除表决权或所有权数据缺失的样的差异(樊纲等，2010)。已有研究表明，投资者法本。最终得到 894家上市公司 3166个样本观察值。律保护可以约束大股东的利益输送行为(Morck 等，本文使用的数据包括企业多元化数据、终极大股东 25 ;许年行等，2008)。在投资者法律保护水平较两权分离数据、制度环境数据和企业特征数据，其低的区域，当地市场监管不完备，法律执行水平较中，多元化数据根据 CSMAR财务报表附注数据库
20、低，大股东利益输送所付出的声誉受损成本与违法提供的分行业、分产品主营业务收入数据整理而违规成本相对较低。另外，大股东利益输送对银行成;制度环境数据来源于樊纲等(2010)编制的我国等债权人的利益会产生一定的影响。一方面，大股各个省、自治区或直辖市的市场化指数;其他数据东利益输送会增加公司绩效下降的风险(Lin 等，来源于CSMAR数据库。2011;吕长江、肖成民，2006)，增加公司破产的风险目前的研究对于如何定义企业的多元化还没( Lin等，2011; 刘峰等，2007)，进而降低公司还本付有一致的标准，不同的研究根据其研究目的不同，息的可能性;另一方面，大股东利益输送会降低公采用不同的定义
21、方法(Hund 等，2010;张敏、黄继司的会计信息质量(Leuz 等，2003;佟岩、程小可，承，2009)。已有文献对多元化程度的度量主要有 2007) ，提高银行与公司之间的信息不对称，从而增赫芬达尔指数、收入脑指数、多元化经营哑变量、经加银行的信贷风险。因而，在市场化条件下，银行营业务单元数。本文对这些指标都加以采用:赫芬N 预期到大股东利益输送对其产生的负面影响，会限 2达尔指数 HHI= I，p。其中P 为行业 i收入占 ii制对这类公司发放贷款或增加贷款的成本，即银行对大股东利益输送具有治理作用。Lin 等(2011)以公司营业收入的比重;N为公司涉足行业的数目。22 个西欧和东
22、亚国家 3694家上市公司的数据为样 HHI指数越低，表示企业的多元化水平越高。HHI 本，研究发现，大股东利益输送会增加公司的债务指数比简单的行业数更准确地衡量了企业的多元融资难度。这意味着，在银行市场化水平较低的地化程度。例如，A、B 两个企业都在两个行业进行经区，效率较低的银行对大股东利益输送的监督和惩营，其中，A 企业两个行业的收入比为 80: 20，B 企罚较弱，从而降低大股东的利益输送成本。所以，业为 50: 50，A、B 企业的 HHI指数分别为 0.68和在大股东拥有企业控制权的情况下，两权分离的代 0.5，B 企业的多元化水平高于 A企业，而仅仅以行理效应相对于风险分散化效应
23、的强弱，随着公司所业数来衡量企业的多元化程度并没有反映出这种 N 在地投资者法律保护水平或者银行市场化水平的差别。收人情指数 EI= I, PX ln( 1/町，P 和 Ni i下降而增强。也就是说，当大股东拥有公司控制权的定义同且公司所在地的技资者法律保护水平或银行市场HH10EI指数越高，表示企业的多元化程化水平较低时，两权分离的代理效应强于风险分散度越高。经营业务单元数 Numl(Num5和 NumlO), 化效应，此时，企业的多元化水平与两权分离正相表示公司某一行业收入占比达到 1%(5%或 10%)关。因此，本文提出如下假设:的经营业务单元数。多元化经营哑变量 Dun川 7mz让 1
24、 H:当大股东拥有公司控制权且公司所在地的(Dum5 或 Duml创 O)，若 Numl(Num5或 Nu品 Lm4投资者法律保护水平或银行市场化水平较低时，民1，贝则 U仇 Du叫 m1(Dum5 或 D仇 u圳 m1创 0)取值为 1，否则为 O趴。营企业的多元化水平与两权分离正相关(代理假设表 1列出了样本公司多元化经营指标的 Pear?强于风险分散化假设)。son 相关系数矩阵。表 1的数据显示，HHI和 EI的相关系数为-0.981，而且在 1%的水平上显著。同三、鼓据和方法时，这两个指数和其他的多元化指标均高度相关。1.样本这表明，这些指标对企业多元化衡量的一致性本文以 2003-
25、2011年 A股主板和中小板非金较好。50 E阔黯罩在琦 2014年第 11期(总第 527期)工商管理企智撒榄表 1多元化衡量指标的相关性检验 HHI EI Dum1 Dum5 DumlO Num1 Num5 NumlO HHI 1.0 -0.981 EI 1.)() -0.728 Dum1 O. 742叫 1.0 -0.854 0.843 Dum5 O. 805叫 1.仪汩 0.844 . -0.882 . 0.843 . DumlO 0.678 1.0 Num1 -0.786 . O. 872叫 O. 723叫 0.685 . O. 604时1.000 -0.873 .事事 0.925
26、事 0.652叫 0.810 . O. 726时 Num5 O. 846叫 1.000 -0.893 . 0.894 . O 0.601川 0.746 . 0.886 . 0.681 事 0.824 . Num1. 000 l注:川、;和摩分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平O下同 2.模型设定与变量定义司总股份的比例;独立董事比例(Inde)，定义为独立董事占董事会的比例;高管现金薪酬(L 町 omp)，定为了检验假设 H和假设Hlb本文将待检验的 1a回归模型设定为:义为薪酬最高的前三名高管现金薪酬之和的自然对数;上市年龄(Lnage)，定义为上市年数与 1之和DIV=+lDevD
27、+;x + 8 (1) 的自然对数;IPO 上市哑变量(IPO)，若公司为IPO其中，DIV 是被解释变量，表示公司的多元化水上市，则取值为 1，否则为0。考虑到企业多元化在平。本文使用赫芬达尔指数(HHI)、收人脑指数时间和行业上可能存在差异，本文在模型中加入了(EI)、经营业务单元数(Numl、Num5 或 NumlO)和年度哑变量(Ye，04-11)和行业哑变量(Indl-多元化经营哑变量(Duml、Dum5 或 DumlO)度量公 20)。行业的划分以证监会的行业分类标准为基司多元化水平。DevD 表示大股东两权分离的哑变础，以行业分类代码的第一位为准，第一位为 C的量。根据已有文献(
28、Lin 等，2011; Claessens Yu时 0-以前两位为准。glu,2013) ，本文分别使用如下两个指标计算大股东另外，本文在模型中加入哑变量 Control，以控两权分离:Devl=终极大股东表决权-终极大股东制大股东是否拥有控制权对企业多元化的影响。所有权;Dev2=终极大股东表决权/终极大股东所有 CSMAR数据库的上市公司治理结构研究数据库中，权。由于在本文的 3166个样本中，有 798个样本公股东大会信息文件的数据显示，2003-2011 年，在司没有大股东两权分离，因此，本文对DevlDA股上市公司中，出席股东大会的股东或股东代表(Dev2D)的定义为:当样本公司 D
29、evl(Dev2)位于三所持股份占总股本的比例的平均值和中位数分别分之二分位以上时，DevlD(Dev2D)取值为 1，否则为 53.97%和 54.30%。同时，中国上市公司收购管为 0。理办法规定，当收购人持有一个上市公司的股份达 X是控制变量，根据已有研究(Hund 等，2010;到该公司已发行股份的 30%时，收购人可能实现对张敏、黄继承，29)，本文考虑以下影响因素:公司上市公司的控制权。因此，本文对 Control的定义如所在地的技资者法律保护水平(LawD)，根据樊纲下:如果终极大股东在民营上市公司的表决权达到等(2010)，若当地市场中介组织的发育和法律制度 30% ，则取值为
30、 1，否则为 0。环境的平均得分在 31个区域的中位数以下，则取为了检验假设矶和假设风，本文将待检验的值为 1，否则为 0;公司规模(Size)，定义为公司总资回归模型设定为:产的自然对数;财务杠杆(Lev)，定义为负债与总资产的比值:固定资产比例(Tangible) ，定义为固定资 DIV=+lDevD +2 DevD x Control +;x +8 (2) 产与总资产的比值;营业收入增长率(Growth) ，定模型(2)是在模型(1)的基础上，增加了大股东义为当年营业收入相对于去年的增长率;现金持有两权分离与大股东是否控制企业的哑变量的交乘水平(Ch)，定义为现金余额与总资产的比值;董项
31、DevDx Control，以检验大股东的控制权是否影响事长持股比例(C 阳的归时，定义为董事长持股占公两权分离的代理效应或风险分散化效应。51 2014年第 11期(总第 527期)一一直理黯黯瞿理工商管理愈智撒罐为了检验假设矶，本文将待检验的回归模型设了企业层面的群聚(Clter)调整，以避免常用的估定为:计方法对标准误差的低估(Petersen , 2009 )。此外，DIV=+lDevD +2DevD x Control + 为了避免异常值对检验结果的影响，本文对所有连 3DevD x Control x LawD( BnkD) + 续变量在 1%的水平上进行了 Winsorize处理
32、。X + 8 (3) 3.描述性统计特征模型(3 引)是在模型(幻 2)的基础上，增加了 DD、表 2列出了主要变量的描述性统计特征。表2Control和制度环境的交乘项 DevDx Control x l 刷 a刷 w的数据显示，HHI(EI)的平均值、中位数和标准差分(缸 Bn 础 k川 D)，以检验在大股东控制公司的情况下，当地别是 O.779 (0. 369 )、O.865 (0. 248 )和 0.222的制度环境是否影响两权分离的代理效应对风险分(0.383 )。这表明，民营企业的多元化程度较高，而散化效应的相对强弱。BnkD 表示当地银行市场化且不同企业之间存在较大的差异。Con
33、trol 的平均水平较低的哑变量，根据樊纲等(2010)的研究，若该值为 0.646，这表明，我国民营上市公司表决权的集区域的信贷资金分配的市场化水平的平均得分位于中度较高，有接近三分之二的样本公司的大股东的 31个区域的中位数以下，则取值为 1，否则为 0。表决权超过 30%，这与 Lin等(2011)、Claessens 对于模型(1)-模型(3)，本文对标准误差进行 Yurtoglu(2013 )等学者的跨国研究发现一致。表 2主要变量的描述性统计特征平均值最小值 25%分位中位数 75%分位最大值标准差 HHl o. 779 0.276 0.574 o. 865 0.991 1.000
34、 o. 222 EI 0.369 0.000 0.007 0.248 0.661 1. 425 o. 383 DevlD 0.335 0.000 0.000 0.0 1.000 1. 000 0.472 Dev2D 0.334 0.000 0.000 0.000 1.000 1.o 0.472 Control 0.646 0.0 0.000 1.000 1. 000 1.o 0.478 LawD o. 180 0.000 0.000 0.0 0.000 1.o o. 385 BnkD 0.280 0.0 0.000 0.000 1. 000 1.o 0.449 多元化水平的影响则显著为正，结合
35、 DevlD和四、结果与分析 Dev 1D x Control的回归系数，以及二者回归系数之 1.两权分离、控制权与公司多元化和的 F检验(B+B=0的检验)，可以发现，在大 12表 3列出了大股东两权分离、控制权与公司多股东具有公司控制权时(Control =1 ) ，民营企业的元化的检验结果。表3中第(1)列和第(3)列的检多元化水平与两权分离无显著的相关关系，这支持验结果显示，两权分离对公司多元化水平的影响为了本文的假设吨，即当大股东拥有公司控制权时，负，但是，回归系数在统计上均不显著。这表明，总两权分离的风险分散化效应和代理效应没有强弱体而言，两权分离的代理效应和风险分散化效应没之分。
36、有强弱之分。第(2)列和第(4)列的数据显示，两权在控制变量中，公司规模对企业多元化的影响分离对公司多元化水平的影响为负，而且回归系数为正，表明民营企业规模越大，多元化水平越高;上均在 1%的水平上显著。这表明，在大股东不具有市年限对企业多元化的影响为正，表明民营企业上公司控制权时(Control =0 ) ，公司多元化水平与大市时受相关监管政策的约束，企业的多元化水平较股东两权分离显著负相关，这支持了本文的假设低，随着上市年限的增加，企业多元化水平逐渐提吨，即当大股东不能控制公司时，大股东可能没有高;高管薪酬对企业多元化的影响为负，表明公司能力进行利益输送，两权分离主要表现为大股东风高管的薪
37、酬激励越强，其越可能降低保守的多元化险分散化的效应。交乘变量 Dev1D x Control对公司投资，以实现自身收益的最大化;成长性对企业多 52 E周黯噩理幸遭 2014年第 11期(总第 527期)工商管理-1 量管撒槌元化的影响为负，表明企业成长性越好，进行多元 2.两权分离、控制权、制度环境与公司多元化化经营的可能性越小;债务水平对企业多元化的影表 4列出了在大股东拥有公司控制权的情况响为负，表明公司治理较好的公司倾向于进行更少下，两权分离的代理效应相对于风险分散化效应的的多元化投资。强弱是否受法制环境或金融市场环境等制度环境的影响。表 4中第(1)列和第(3)列的检验结果显表 3两
38、权分离、控制权与公司多元化示，DevlD 对公司多元化水平的影响显著为负，而交 HHI EI 乘变量 Dev1D x Control、Dev1D x Control x LawD对(2) (3) (4) (1) 公司多元化水平的影响则显著为正。比较 DevlD、D 四1D(B) 0.056 ;事 1o.9 一 0.025-0.095川 Dev 1D x Control和 DevlDx Control X LawD的回归系(0.703 ) (2.710) ( -1. 076) ( -2.669) 数，DevlD、Dev1D x Control 二者回归系数之和的 FDevlD x -0.071
39、0.108 Control ( B) 检验(B+B2 =0的检验)，以及三者回归系数之和 2 的 F检验(B+B+B=0的检验)，可以发现，在( -3.017) (2.678) 23大股东不具有公司控制权时(Control = 0) ，公司多 Control o.5 0.028 -0.020 -0.057 元化水平与大股东两权分离显著负相关;在大股东(0.277) (1. 642) ( -0.737) ( -1. 918) 拥有公司控制权且公司所在地的投资者法律保护 LawD 0.019 0.020 -0.026 -0.026 水平较高时(Control= 1且 LawD=0)，民营企业的(0
40、.986) (1. 020) ( -0.726) ( -0.752) -0.036 0.075 0.073 多元化水平与两权分离无显著的相关关系，这表 Size -0.035 明，此时两权分离的代理效应和风险分散化效应强( -4.911) ( -4.725) (5.9但)(5.723) 弱相当;在大股东拥有公司控制权且公司所在地的 b 0.021 0.021事-0.034 事-0.034 申投资者法律保护水平较低时(Control= 1且 LawD=(1.807) (1.810) ( -1. 855) ( -1. 856) 1) ，民营企业的多元化水平与两权分离显著正相 Tngible -0.
41、052 -0.052 O. 103 0.103 关，这表明，此时大股东两权分离的代理效应强于( -1.215) (-1.228) (1. 381) (1. 391) 风险分散化效应，这支持了本文的假设H40第(2)0.010 Growth 0.010;事-0.016 叫-0.016 列和第(4)列的检验结果表明，在大股东拥有公司(3.247) (3.364) ( -3.119) ( -3.225) 控制权且公司所在地的银行市场化水平较高时 Cash 0.049 0.054 -0.076 -0.082 (Control = 1且 BankD=0) ，两权分离对企业多元化(1. 065) (1.1
42、73 ) ( -0.974) (-1.069) 水平的影响不显著;在大股东拥有公司控制权且公Chairshre 0.091 0.069 -0.120 -0.087 司所在地的银行市场化水平较低时(Control= 1且(1. 6) (1.211) (-1.220) ( -0.882) BankD = 1)，两权分离对企业的多元化水平有显著 lru1e 0.116 O. 107 -0. 186 -0.172 的正的影响，这与假设凡的预期一致。这些检验(1.112) (1. 027) ( -1.031) ( -0.956) 结果表明，当大股东拥有公司控制权且公司所在地 LncOT叩 0.019 0
43、.019 -0.031 -0.032 的制度环境对大股东利益输送的约束较弱时，两权(2.243 ) (2.261) (-2.110) ( -2.124) 分离的代理效应强于风险分散化效应。一 0.050 一 0.050嘟嘟嘟 0.092 0.092 Lnage ( -4.756) ( -4.762) (5.033 ) (5.038) 表 4两权分离、控制权、制度环境与公司多元化IPO -0.7 -0.7 0.024 0.023 HHI EI (2) (3) (4) ( -0.396) ( -0.376) (0.787) (0.771) (1) DevID(B) 0.056川 0.055 -0.
44、095 -0.094 1 B+B2 =0 1. 02 0.24 1 (2.714 ) (2.677) ( -2.673) ( -2.641) 调整后的，0.131 0.135 O. 158 O. 161 DevlD x 6忡 0.088忡 0.083 -0.060; 一0.05注:回归中还包括截距项、年度和行业哑变量。为了节省篇幅，Control ( B) 2 没有列出。括号中的数字为对标准误进行企业层面群聚调整后的( -2.502) ( -2.265) (2. 145) (1. 995) T值 53 E自留涵在蓝蓝理 2014年第 11期(总第 527期)工商管理愈智辙罐 3.稳健性检验 H
45、Hl EI Dev1Dx (1)内生性问题。大股东两权分离不是外生 Comrol x -0.064 O. 119 的，这可能影响本文的研究结论。本文运用国内外 wD(B) 3 学者普遍使用的 Heckman样本选择模型，即构造逆( -1. 743) (1. 853) 米勒比率 对民营企业大股东两权分离(DevlD)可 Dev1Dx 能存在的内生性问题进行控制(尹志超、甘犁，Control x 0.096 -0.060 Ba础?(B)32009)。首先，用 Probit模型对大股东两权分离( -1. 945) (1. 815) (DevlD)选择方程进行估计，然后根据结果算出逆-0.062 -0
46、.059 Comrol 0.031 0.030 米勒比率 ，最后，在回归方程中引人逆米勒比率 (1.805) (1. 707) ( -2.098) ( -1. 982) 进行回归。一般来说，公司的多元化水平不会影响 LawD 0.035 一 0.054(1. 636) ( -1.431) 整个行业大股东两权分离的平均值，而整个行业大 BnkD -0.001 0.007 股东两权分离的平均值对公司大股东两权分离有( -0.084) (0.212) 一定的影响。因此，借鉴 Laeven Levine ( 2009 )的-0.035 -0.035 0.073 0.073叫 Size ( -4.705
47、) ( -4.754) (5.697) (5.745) 研究方法，本文以同年度同行业民营企业大股东两0.021 -0.035 -0.033审 Lev 0.020 权分离哑变量的平均值 (Iva)作为公司大股东两权(1. 851) (1. 737) ( -1.904) ( -1. 779) 分离(DevlD)的工具变量。回归结果如表 5所示。0.010 Gro饥!th0.010; -0.016时-0.016川(3.299) (3.450) ( -3.141) ( -3.276) 第一阶段的结果显示，工具变量(Iva)对 DevlD的 0.019 0.018 -0.031 Lncomp -0.02
48、9 影响为正，而且回归系数在 1%的统计水平上显著。(2.246) (2.075) ( -2.108) ( -1. 956) 第二阶段的结果表明，当大股东不具有企业控制权-0.048 0.091 . Lnage 0.088叫-0.050; ( -4.717) ( -4.524) (4.991) (4.826) 时，两权分离主要表现为大股东风险分散化的效 B+B2 =0 0.09 0.00 0.07 O. 14 1 应;当大股东拥有公司控制权且公司所在地的制 B+B2 + 1 4.78 4.H 3.37 度环境对大股东利益输送的约束较弱时，两权分 3.13 B3 =0 2离的代理效应强于风险分散
49、化效应。这些检验结调整后的 R0.137 0.137 O. 163 O. 163 果表明，两权分离可能存在的内生性对本文的假注:回归中还包括截距项、Tangible、Cash、Chai 时 lare、设检验没有产生显著的偏差，本文的检验结果是 Inde、IPO、年度和行业哑变量。为了节省篇幅，没有列出(下稳健的。同)。括号中的数字为对标准误进行企业层面群聚调整后的 T值表 5两权分离、控制权、制度环境与公司多元化工具变量法)第一阶段第二阶段 Dev1D HHI EI (2) (4) (5) (1) (3) Iva 1. 060; (4.392) -0.103 -0.095 O. 0.155 167; ( -2.157) (-1.994) (2.2) (1.864) DevID(B) 0.054川 0.054 -0.092事-0.092 叫 1 (2.658) (2.623 ) ( -2.622) ( -2.592) DevlD x Control(
